國資參股與民營企業高質量發展：基于綠色創新視角的研究

王彩萍姜彥君任金洋李婧

(1.中山大學國際金融學院，廣東 珠海 519000；2.中山大學高級金融研究院，廣東 廣州 510000)

一、引言

綠色創新與綠色發展作為我國實現高質量發展的內在要求，近年來在國內外實踐與研究中得到廣泛關注(解學梅和韓宇航，2022)[31]。在我國經濟轉型發展的背景下，綠色創新已成為實現“碳達峰、碳中和”綠色發展戰略目標和推進經濟高質量發展的重要途徑，是建設美麗中國的核心力量和重要支撐。2012年黨的十八大首次提出“大力推進生態文明建設”的戰略決策，標志著我國在綠色發展征程上開啟了新篇章；2022年12月國家發展改革委、科技部聯合印發《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案(2023—2025年)》，強調應加快構建市場導向的綠色技術創新體系和構筑有效的政策支持體系，推動我國綠色創新發展邁入新格局。

作為新興市場的重要參與者，民營企業為我國創新發展戰略提供重要支撐(毛寧等，2023)[44]。然而，受限于投資成本回收期較長、后期收益不確定性高，以及綠色創新主體意識缺位、動力不足等多種因素，民營企業在綠色創新發展中也往往陷入動力不足與能力不足的雙重困境(劉劍民等，2022；王營和馮佳浩，2022)[39][56]。雖然環境規制政策和市場競爭壓力能夠在一定程度上倒逼民營企業進行綠色創新(曹洪軍和陳澤文，2017；于連超等，2019)[23][62]，但如何提高民營企業綠色創新意愿和綠色創新能力是影響綠色創新的關鍵因素。國有資本參股為幫助民營企業擺脫綠色創新困境提供了良好機遇。在國家“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業”的方針指引下，國有資本參股民營企業現象已愈發普遍。國有資本常被用于服務國家重大戰略目標，兼具保值增值的基本經濟目標和推動企業綠色發展的生態治理目標。因此，國有資本在運作過程中可能會重點考慮綠色發展與綠色治理問題，尤其在參股民營企業的過程中可能會表現出綠色治理的傾向。例如，2018年以來，國有資本入股東方園林、神霧集團等環保領域民營企業，在實現優勢互補及紓困的基礎上，也表現出對于綠色發展的考慮。那么，國有資本參股民營企業是否能夠將國家的綠色發展邏輯融入企業的投資決策中，以及如何發揮國有資本參股綠色的職能價值，從而提高民營企業綠色創新水平，亟須更多的研究關注。因此，本文基于國有資本職能體現，探究國有資本參股對民營企業綠色創新的影響及作用機理，為促進民營企業綠色發展和國家生態文明建設提供理論依據和經驗借鑒。

本文的研究貢獻主要體現在以下三個方面：第一，以國資參股民營企業為背景，豐富了企業綠色創新影響因素領域的研究。現有文獻多從公司客戶、證券分析師、媒體監督與公眾監督等利益相關者的視角分析影響企業綠色創新的因素(He et al.，2022；李萬利等，2023；羅進輝和巫奕龍，2023)[11][35][43]，卻鮮有文獻關注國資參股對民營企業綠色創新的潛在影響。國有股東同樣是公司重要的利益相關者，在引導民營企業實現綠色發展方面具有更強的激勵與優勢。因此，本文以國資參股現象為研究視角，討論了國資參股對民營企業綠色創新的影響，豐富了我國民營企業綠色創新影響因素的相關研究。

第二，以經濟高質量發展背景下如何引導民營企業綠色創新為研究視角，拓展了對國有資本功能價值的認知。現有文獻發現，國有資本能夠發揮金融穩定器功能(Rosa and Pérard，2010)[18]，緩解民營企業委托代理問題，提升公司內部治理水平(Boubakri et al.，2016；郝陽和龔六堂，2017；羅宏和秦際棟，2019)[4][28][42]，但鮮有文獻關注國有資本在引導外部監督和改善公司內部治理方面的外部性作用。本文發現，國資參股的公司往往會受到更多證券分析師的關注，促使企業受到更多外部的監督，倒逼企業進行綠色創新。本文的發現增進了對國有資本特性的認知，為未來更好促進國資功能價值發揮提供新的思路。

第三，從國資參股民營企業的實踐出發，在理論層面進一步明確了新時期國有資本的功能和定位。目前，我國仍處于轉型發展關鍵階段，企業高質量發展需要完善的內外部制度環境保障。然而，企業內外部監督機制的不完善與金融發展的不充分導致企業仍然難以有效實現綠色轉型。而國有資本的存在則彌補了制度發展不完善條件下的治理缺失問題，發揮了替代性制度的作用，為國家綠色發展戰略理念在民營企業中落地生根找到一條新的路徑。同時，本文的研究結論也進一步印證了國有資本能夠成為國家經濟治理體系的重要政策工具，為經濟高質量轉型發展提供支撐。

二、文獻回顧與研究假設

(一)企業綠色創新文獻回顧

企業綠色發展是實現經濟高質量發展的重要方向，推進企業綠色創新是促進企業綠色發展的重要基礎。綠色創新不僅有利于經濟發展與環境保護的和諧共進(王培鑫和呂長江，2023)[53]，還有利于提升企業的競爭力(Chen，2008)[9]、增強企業應對危機的能力(Aristei and Gallo，2023)[2]，最終實現企業的價值創造(方先明和那晉領，2020)[27]。然而，如何有效提升企業的綠色創新水平成為當前亟待解決的難題。現有文獻主要從企業外部治理、企業內部治理與資源環境等視角對企業綠色創新的影響因素展開討論。

首先，外部治理觀主要從政策驅動、市場驅動與其他利益相關者約束等多個角度出發，對影響企業綠色創新的外部因素進行討論。其一，在政策驅動方面，政府補貼、環保補助和降低稅負及其他金融支持政策等從正向激勵企業進行綠色創新(Xu et al.，2023；Tan et al.，2022；Xiang et al.，2022；丁杰等，2022；王馨和王營，2021；王永貴和李霞，2023)[21][19][20][26][54][57]；而政府制定的相關外部環境規制政策，能夠通過對企業施加污染處罰的壓力，倒逼企業進行綠色創新(代昀昊等，2023；唐禮智等，2022；鄧玉萍等，2021；陶鋒等，2021)[24][49][25][50]。其二，在市場驅動方面，ESG評級發布沖擊、二氧化硫排放交易試點及環境標志認證(ELC)等為代表的軟監管環境的提升，會通過企業的市場迎合偏好等效應間接促進企業的綠色創新(史丹和李少林，2020；齊紹洲等，2018；Peng et al.，2021；Ren et al.，2022；劉柏等，2022)[47][45][16][17][37]；另外，企業也會因行業內同群效應，出于趨利避害的壓力而提高綠色創新水平。在利益相關者約束方面，客戶壓力、投資者關注、媒體監督與公眾監督都能作為一種正式制度的輔助影響企業的綠色行為，促進企業的綠色創新(He et al.，2022；李萬利等，2023；羅進輝和巫奕龍，2023)[11][35][43]。在當前互聯網高度發達的時代，利益相關者的外部關注與監督在影響企業綠色治理與綠色創新決策方面的作用愈發凸顯，證券分析師的關注與報道更是成為約束公司行為的重要外部力量。

其次，內部治理觀則主要從企業內部的委托代理關系與企業文化等角度出發，對影響企業綠色創新的內部因素進行討論。綠色創新是一種兼具經濟性和社會性的創新活動，需要公司良好的內部治理環境支撐(徐建中等，2017；王永貴和李霞，2023)[60][57]，現有研究多從企業特征和高管特征等角度分析企業綠色創新的微觀影響因素。一方面，基于代理理論，由于企業所有權和經營權的分離，企業在技術創新決策中可能受到機會主義行為和管理者短視行為的阻礙(周杰和薛有志，2008)[64]。較高的公司內部治理水平能有效緩解代理問題對企業戰略決策的干擾(尤其是企業選擇長期可持續發展的綠色創新決策時)，提高企業綠色創新效率(Amore and Bennedsen，2016)[1]。另一方面，良好的綠色企業文化與高管的環保意識對于增強企業的綠色創新意愿至關重要，企業環境倫理更是對綠色創新產生正向影響(Chang，2011)[7]，尤其在公司社會責任承擔方面，企業文化發揮了積極的指導和約束作用，提高了公司的社會意識(靳小翠，2017)[33]。

最后，現有研究表明，企業的內外部資源對企業提升綠色創新水平具有積極影響(Hua et al.，2023；Cecere et al.，2020；王旭和褚旭，2019)[13][6][55]，資源豐富的企業更愿意在綠色創新活動方面投入更多的人力、物力和資金(Berrone et al.，2013)[3]，并且規模越大、外部融資能力越強的企業綠色技術創新水平也往往越高(王旭和褚旭，2019)[55]。部分研究則重點關注了外部經濟金融環境對企業綠色創新的影響，如綠色金融的發展通過對企業融資約束、信息不對稱的緩解以強化對企業的環境創新的影響(Zhou et al.，2023)[22]。

綜上，關于企業綠色創新影響的文獻多集中于對外部治理環境、企業內部治理環境及對企業融資約束和風險的討論。然而，在我國制度背景下，國有股權網絡作為一種特殊的制度安排，在企業綠色創新行為這一重要公司治理領域的作用卻鮮少得到關注。

(二)國有資本參股與民營企業綠色創新

民營企業是經濟發展和環境治理的重要微觀主體，激勵民營企業綠色創新行為成為政府實現環境治理和經濟高質量發展的重要方式。然而，在民營企業綠色創新決策時，缺乏綠色創新意愿和綠色創新能力不足成為制約民營企業綠色創新行為的關鍵因素。首先，盡管綠色創新現在已經成為企業可持續發展的必要手段之一，但在實踐中民營企業還是更加偏重于短期內實現業務的增長和利潤的提高，民營企業缺乏綠色創新動力(Amore and Bennedsen，2016)[1]。這與民營企業公司治理機制不完善、綠色創新理念不足以及外部監管環境發展不充分有關。其次，綠色創新需要依托先進的技術和專業的知識體系，而大多數民營企業缺乏這方面的能力和資源，在綠色創新方面的效果并不理想(Berrone et al.，2013)[3]。雖然現有文獻也指出，可通過外部懲罰型環境規制倒逼企業綠色創新(Berrone et al.，2013；李青原和肖澤華，2020；劉金科和肖翊陽，2022)[3][34][40]，或通過綠色創新補貼等支持性政策緩解企業綠色創新融資難等問題(Hu et al.，2023；Xiang et al.，2022；解學梅等，2020；楊曉輝和游達明，2022)[12][20][32][61]，但由于代理問題和投資風險問題的存在，在實踐中民營企業綠色創新水平仍然較低。此時，國有資本參股可以成為一種有效的手段，推動民營企業在綠色創新方面取得更好發展。

國有產權是一種具有非經濟屬性的特殊產權存在形式(Rosa and Pérard，2010)[18]，是政府實現經濟治理的重要政策工具，運用國有資本股權來實現政府發展目標已逐漸成為國家經濟治理體系中的重要方式。此外，隨著環境績效逐漸被納入政府績效考核范疇(王紅建等，2017)[52]，并且直接影響到地方官員的政治晉升(羅黨論和賴再洪，2016)[41]，地方政府也有動機通過國有資本等政策工具實現經濟綠色高質量發展。因此，從國有資本的功能性質看，促進綠色治理屬于國有資本運作的重要目標之一；從國有資本的運作者政府的角度看，也具有運用國有資本工具實現綠色治理的激勵與潛在可能性。國有資本參股民營企業是一種政府引導民營企業發展的方式，在國有資本參股民營企業后，一方面能夠通過影響企業的內外部監督治理環境，引導其加大對綠色創新的投入；另一方面也可以通過資源支持效應，使民營企業獲得更多資源來進行綠色創新，最終促使民營企業綠色創新水平得到提升。

國有資本參股能夠通過有效發揮內部治理作用以提升民營企業綠色創新意愿。一方面，國有資產管理部門不僅能夠參與所參股企業的公司治理過程，而且能夠定期對國有權益進行清查，提高民營企業所面臨的監督強度，促進民營企業規范自身行為。政府持股有助于加強公司的信息披露和公司透明度，有效提升公司治理水平(Cannizzaro and Weiner，2018；Chen et al.，2018)[5][8]。另一方面，公司文化也是內部治理的一種體現，國資參股是兩種性質產權公司文化協調交融的過程。國資參股有助于把國有企業的文化理念帶入民營企業，尤其在政府環境激勵目標影響下，更有可能通過國有資本將環保意識和綠色文化引入民營企業的發展，這將有效提升民營企業的綠色創新理念和意識。

國有資本參股也能夠通過增強民營企業所面臨的外部監督壓力以增強民營企業綠色創新意愿。國有資本作為政府形象的代表，天然受到更多社會公眾的關注，國有資本參股民營企業的混合所有制改革項目作為資本市場上的重大事件之一，會吸引更多分析師對其進行跟蹤(何德旭等，2022)[29]。并且國有資本的參股事件多與民營企業內部治理出現問題、環境保護等重要經濟與社會問題緊密聯系。因此，國有資本參股民營企業會引起證券分析師等對企業綠色治理的關注，強化外部投資者及公眾關注壓力，促進民營企業的綠色創新。

國有資本參股對民營企業的“信譽背書”有助于民營企業獲得更多綠色創新資源支持，從而提升民營企業綠色創新能力。民營企業普遍面臨著更為突出的融資約束(魏志華等，2014)[58]，財務資金的約束導致民營企業可能陷入不能綠色創新、也不敢實施綠色創新的困境。國有資本參股能夠有效緩解民營企業的融資約束及風險承擔問題。國有資本參股可以助力民營企業獲取更多的社會資源和政策福利，如信貸資金支持、政府補貼和限制性行業的準入資格(強皓凡等，2021；周亞拿等，2022)[46][66]，有助于減輕民營企業在研發創新時的資金投入壓力。此外，國有資本參股相當于為民營企業提供了一項聲譽擔保或信用背書，可以向外界傳遞積極信號，吸引更多外部投資者的加入，在一定程度上緩解民營企業因產權性質而遭遇的信貸歧視和融資約束(Khwaja and Mian，2005)[14]。

國有資本參股能夠通過緩釋企業綠色創新投資風險，進而提高民營企業綠色創新能力。財務資源約束條件下民營企業的高風險厭惡特性會阻礙民營企業綠色創新動力。在企業面臨較高經營不確定性和風險承擔水平時，民營企業往往會選擇減少創新等風險性投資活動的支出。國有資本參股能夠有效緩釋企業面臨的綠色創新不確定投資風險。一方面，政府通過國有資本使得民營企業更好地理解政策、更有效地向企業傳遞外部經濟風險信號，從而幫助民營企業減少外部環境不確定性帶來的風險，為民營企業綠色創新決策提供支持；另一方面，當外部環境對民營企業綠色創新產生不利沖擊時，國有資本能夠使民營企業更容易得到政府的救助(Faccio et al.，2006)[10]，降低企業的風險水平和所面臨的財務困境成本，增加民營企業對綠色創新的風險容忍度。因此，國有資本參股能夠緩釋民營企業綠色創新投資的不確定性風險沖擊，提高綠色創新投資的風險承擔能力，進而促進民營企業加大綠色創新投入。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：國有資本參股能夠促進民營企業綠色創新。

基于本文理論分析，國有資本參股影響民營企業綠色創新的作用機制如圖1所示。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本處理

鑒于我國在2007年開始實施新的企業會計準則，為保證各年度數據統計方法的可比性和一致性，本文選取2007—2021年滬深A股民營上市公司作為研究對象。本文對樣本的主要篩選規則如下：(1)由于行業的特殊性，剔除屬于金融行業的公司(以證監會一級行業指標為準)；(2)剔除ST、ST*和PT的公司；(3)剔除資產負債率高于1的公司；(4)剔除2007—2021年模型所需數據存在缺失值的公司；(5)剔除單個國有股東持股比例大于50%的公司。本文的數據來源主要有：(1)上市公司實際控制人、股東性質和持股比例、財務數據以及其他與公司治理相關的數據均來源于國泰安(CSMAR)數據庫；(2)綠色專利相關數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)數據庫。最終，本文得到來自2,136家民營企業的16,427個觀測值。為消除極端值的影響，本文對所有的連續型變量都進行了上下1%的縮尾處理，以避免極端值對研究結果的影響。

(二)模型構建與變量選取

為了檢驗國有資本參股對民營企業綠色創新的影響，本文建立實證模型如下：

其中，各變量的下標i和t分別代表樣本公司和所處年份，μi和γt分別表示公司固定效應和年份固定效應，εi,t為隨機擾動項。考慮到民營企業進行綠色創新過程中獲取綠色專利存在一定的時滯性，以及潛在的內生性問題，本文將解釋變量和所有控制變量做滯后一期處理。具體的變量說明如下：

1.被解釋變量

本文采用綠色專利申請數量加1后取自然對數來表示民營企業的綠色創新(Gin)，數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)數據庫。對綠色專利的具體識別方法為：從國家知識產權局獲得A股民營上市公司相關專利的國際專利分類號信息，并將其與2010年WIPO發布的“國際專利分類綠色清單”進行匹配，如果專利分類號在該范圍內，那么就將其認定為綠色專利，反之則為非綠色專利。綠色創新衡量指標和綠色專利的識別在已有文獻中得到廣泛應用(李青原和肖澤華，2020；陶鋒等，2021)[34][50]。

2.解釋變量

參考王彩萍等(2022)[51]的做法，本文將民營企業前十大股東中國有股東的持股比例之和作為國有資本參股水平(Stater)的衡量指標。具體做法如下：手工收集民營企業前十大股東的性質和持股比例，并將其中股東性質為“國家”和“國有法人”的股東定義為國有股東，計算前十大股東中國有股東的持股比例，以此衡量國有資本參股水平。

3.控制變量

參考現有文獻的做法(王馨和王營，2021)[54]，本文將在實證檢驗中引入以下三類控制變量：一是基本特征控制變量，包括公司規模(Size)、公司年齡(Age)、公司成長性(Mb)；二是財務特征控制變量，包括資產負債率(Lev)、資產回報率(Roa)、現金比率(Cash)；三是治理特征控制變量，包括股權集中度(Top1)、兩職合一(Dual)、女性董事(FD)。另外，本文還進一步控制了年份固定效應和公司固定效應。

具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

表2是主要變量的描述性統計結果。綠色創新(Gin)平均值為0.828，標準差為1.105，表明民營企業的綠色創新水平存在較大差異，且整體的綠色創新水平較低。國有資本參股水平(Stater)的平均值為2%，標準差為0.04，說明民營企業大股東中國有資本參股比重并不高，國有資本參股民營企業的總體程度較低。

表2 變量的描述性統計結果

四、實證結果與分析

(一)基準回歸

表3報告了國有資本參股對民營企業綠色創新影響的回歸結果。第(1)～(3)列依次控制不同層級的固定效應，并加入相關控制變量，國有資本參股水平(Stater)的回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明國有資本參股能夠顯著促進民營企業的綠色創新水平。經濟意義方面，在第(3)列中，國有資本參股比例每增加1%，民營企業綠色創新專利申請數增加比例為1.77%。綜上假設H1得到了證明。

表3 基準回歸結果

(二)機制檢驗

基于前文理論分析，民營企業的綠色創新意愿是推進綠色創新行為的關鍵所在，國有資本參股能夠通過提升民營企業的綠色創新意愿，進而顯著提高民營企業的綠色創新水平。民營企業的內部治理和外部監督壓力能夠很好地反映出民營企業的綠色創新意愿。內部治理能夠降低委托代理問題對綠色創新決策的負向影響，例如企業內部設有綠色創新相關的崗位職責和激勵機制，管理層更加關注企業長期社會責任承擔目標等等。國有資本參股可以完善企業內部治理方式，緩解委托代理問題，特別是對綠色創新方面的內部治理機制架構的改善，將綠色創新納入民營企業經營決策戰略。國有企業的參股投資受到社會和市場的關注和監督，增加了民營企業外部監督壓力，促使民營企業更加關注環境責任承擔，從而在綠色創新方面做出更多的投入和努力。另外，外部監督壓力也使得民營企業為樹立起良好的企業形象和支撐品牌形象，提高綠色創新意愿、推動綠色創新行為。因此，本文分別從企業內部治理和外部監督壓力兩個方面，探討國有資本參股的綠色創新意愿作用機制。

參考周茜等(2020)[65]的研究，本文使用激勵機制、監督機制和總經理決策權三個維度的7個因素進行主成分分析，構建了公司內部治理指數(Govidx)作為企業內部治理的代理變量進行檢驗。參考黃志宏等(2022)[30]的研究，采用當年內對上市公司發布過盈余預測的分析師人數加1取自然對數，得到民營企業分析師關注度(Analyst)，來衡量民營企業所面臨的外部監督壓力。

表4報告了綠色創新意愿機制的檢驗結果。第(1)(2)列為民營企業內部治理的中介機制檢驗結果，第(3)(4)列為外部監督壓力的中介機制檢驗結果。第(1)(2)列表明，國有資本參股能夠顯著提高民營企業的內部治理水平，將國有資本參股水平和公司內部治理同時納入回歸，國有資本參股水平的回歸系數仍顯著為正，但相較于基準回歸有所下降。這表明國有資本參股通過提高民營企業的公司治理水平，緩解代理問題，從而促進民營企業綠色創新。第(3)(4)列表明，國有資本參股能夠顯著增加民營企業的外部監督壓力，將國有資本參股水平和外部監督壓力同時納入回歸，國有資本參股水平的回歸系數仍顯著為正，但相較于基準回歸有所下降。這表明國有資本參股通過吸引更多的分析師關注，增加民營企業所面臨的外部監督壓力，從而倒逼其加大在綠色創新方面的投入力度。以上結果顯示，國有資本參股能夠提高民營企業內部治理水平和外部監督壓力，增加民營企業綠色創新意愿，進而促進民營企業綠色創新。

表4 提高綠色創新意愿機制檢驗

在前文理論分析中，民營企業在綠色創新過程中缺乏足夠的資金和風險管理措施，面臨著資金不足、投資周期長和不確定性風險大等問題，從而制約了企業的綠色創新能力。本文進一步檢驗了國有資本參股能夠有效的緩解民營企業融資約束和增加民營企業風險緩釋能力，提高民營企業綠色創新能力。本文使用SA指數來衡量民營企業所面臨的融資約束(SA)；參考譚勁松等(2022)[48]的研究，使用民營企業在觀測時間段內(t至t+2年)的ROA波動率來衡量企業投資風險(Risk)。

表5報告了綠色創新能力機制的檢驗結果，第(1)(2)列為民營企業融資約束的中介機制檢驗結果，第(3)(4)列為風險緩釋的中介機制檢驗結果。第(1)(2)列表明，國有資本參股能夠顯著降低民營企業的融資約束，從而促進民營綠色創新。第(3)(4)列表明，國有資本參股能夠顯著降低民營企業的投資風險，從而促進民營企業綠色創新。以上結果顯示，國有資本參股降低了民營企業的融資約束和投資風險，為民營企業提供良好的資源保障，幫助民營企業擺脫綠色創新能力不足的困境，促進民營企業綠色創新。

表5 提高綠色創新能力機制檢驗

此外，考慮到對中介效應的因果估計過程中，估計方程模型間的誤差不相關假設和外生性假設條件(Lennox and Payne-Mann，2023)[15]，本文進一步使用通徑分析估計作為計量估計方法，以此解決OLS回歸分析中無法進行多中介變量檢驗等相關問題。在通徑分析中，解釋變量和因變量之間的因果效應包括兩個變量間的直接因果效應，以及通過中介變量的間接因果效應。本文采用Stata軟件中的結構方程模型命令SEM，并使用最大似然估計法進行估計參數迭代，從而得到通徑模型估計系數。在結構方程檢驗(SEM)前，本文對模型本身的合理性進行了評價。首先，平均概率誤根系數(RMSEA)為0.067，接近0.05，表明模型不受樣本量與模型復雜度的影響；其次，標準化殘差(SRMR)為0.011，小于臨界值0.08，符合標準化模型整體殘差的特征描述；最后，相對擬合指數(CFI)為0.979，大于0.95，說明模型可改善的空間較小。

表6為通徑分析的結構化方程估計結果。其中，Panel B首先報告了解釋變量對各中介變量的影響，各系數值均在5%水平下顯著，表明解釋變量(Stater)對各中介變量均有顯著性影響；Panel A報告了各中介變量的通徑系數和解釋變量的直接效應系數，各系數值均在5%水平下顯著，表明解釋變量(Stater)通過中介變量作用路徑影響因變量(Gin)均存在實質性作用。

表6 中介效應的通徑分析

(三)穩健性檢驗

1.替換關鍵性變量的衡量指標

本文參考李青原和肖澤華(2020)[34]的研究，采用t-1期的綠色專利數加1后的自然對數(Gin2)來衡量民營企業綠色創新(解釋變量和被解釋變量為同期，均為t-1期)，并對基準回歸模型重新進行檢驗，結果如表7第(1)列所示。在更改被解釋變量后，國有資本參股水平(Stater)對民營企業綠色創新(Gin2)的影響系數仍顯著為正。

表7 替換被解釋變量與更改樣本區間

更進一步地，考慮到綠色創新的時間敏感性，本文將基準回歸中第t期的綠色專利申請量替換為第t+1期的綠色專利申請量重新進行檢驗(解釋變量為t-1期，被解釋變量為t+1期)，回歸結果如表7第(2)列所示。國有資本參股水平(Stater)對民營企業第t+1期綠色創新(F.Gin)的影響系數在1%水平下顯著為正，說明國有資本參股對民營企業綠色創新的影響在時間上具有持續性。

參考劉惠好和焦文妞(2022)[38]的研究，本文使用國有資本制衡度作為國有資本參股的代理變量，重新對基準回歸模型進行檢驗。其中，國有資本制衡度(Stateb)為民營企業前十大股東中國有股東持股數量與控股股東持股數量的比值。回歸結果如表7第(3)列所示，國有資本制衡度(Stateb)對民營企業綠色創新(Gin)的影響系數顯著為正，研究結論依然穩健。

2.更改樣本區間

2013年隨著國企改革進入新的發展階段，國有資本的目標與任務也隨之發生了新的變化，因此，本文將剔除2013年以前的樣本，以檢驗在外部制度環境得到改善的情況下，國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用是否仍然存在。表7第(4)(5)列的回歸結果顯示，無論是否引入控制變量，國有資本參股水平(Stater)對民營企業綠色創新(Gin)的影響系數均顯著為正，表明本文的結論具有穩健性。

3.內生性檢驗

(1)傾向得分匹配(PSM)

國有資本是否參股民營企業可能由企業某些具體的可觀測特征所決定。對數據實證研究過程中可能出現選擇性偏差問題(selection effect)，本文使用鄰域匹配方法(K=4，半徑為0.05)進行傾向得分匹配(PSM)穩健性檢驗，以此克服國有資本參股的民營企業與未參股的民營企業之間的系統性差異對企業綠色創新的影響偏誤。

使用PSM重新估計回歸結果前，本文首先報告了根據協變量的匹配效果。如圖2所示，匹配前代表變量的點遠離標準誤為0的豎線，表明協變量之間存在較大差異，匹配后的大多數點靠近豎線，表明協變量之間不存在顯著差異，使用PSM重新檢驗實證結果是合理的。

圖2 實驗組和處理組匹配前后的標準偏誤(%)

表8第(1)(2)列報告了PSM檢驗的回歸結果。對協變量重新匹配后，無論是否加入控制變量，國有資本參股水平(Stater)對民營企業綠色創新(Gin)的影響系數均在1%水平下顯著為正，說明國有資本參股促進民營企業綠色創新的結論仍然成立，與基準檢驗的結果保持一致。

表8 內生性檢驗

(2)工具變量法(IV)

為進一步緩解可能存在反向因果的問題，本文借鑒羅宏和秦際棟(2019)[42]的研究，選擇樣本公司同一地區和行業的國有資本參股平均值(Ave_Stater)作為工具變量，其合理性在于：同地區和同行業內的國有資本參股水平與該民營企業的國有資本參股水平可能相關，但其不會直接影響民營企業在綠色創新投入方面的決策。工具變量和兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結果如表8第(3)(4)列所示：第一階段的F值為123.97，大于經驗值10，且工具變量(Ave_Stater)的系數在1%水平下顯著為正，說明本文選取的工具變量是有效的。此外，第二階段的回歸結果顯示，重新估計的國有資本參股水平(Stater)會顯著提高民營企業綠色創新(Gin)，與前文的結論保持一致。

(3)Heckman兩步法

國有資本參股民營企業可能并不是隨機產生的結果，而是在綜合考慮民營企業的多重特征或國有資本自身實際需求后的一種自選擇行為。本文采用Heckman兩步法將樣本選擇偏差的調整項納入回歸模型中，以控制由于自選擇效應所引起的估計偏誤。在第一階段，選擇樣本年度民營企業同地區同行業的國有股東持股比例平均值(Ave_Stater)作為排他性約束變量。表8第(5)列的Probit回歸結果顯示，工具變量(Ave_Stater)對國有資本參股水平(Stater)的影響系數在1%水平下顯著為正。在第二階段，將樣本選擇偏差的調整項逆米爾斯比率納入回歸模型中，表8第(6)列顯示，逆米爾斯比率(IMR)對民營企業綠色創新(Gin)沒有顯著的影響，表明本文所選取的樣本不存在嚴重的自選擇問題；同時國有資本參股水平(Stater)對民營企業綠色創新(Gin)的影響系數顯著為正，表明在控制了樣本自選擇偏誤的情況下，本文的結論依舊是穩健的。

(4)多期雙重差分模型

此外，本文還參考鄭建明等(2018)[63]的研究，選擇多期雙重差分模型(DID)來進一步克服內生性問題：通過實驗組(treatment group)和對照組(control group)對國有資本參股民營企業戰略前后進行兩次差分，有效地消除個體之間的內在差異以及與實驗組無關的時間趨勢導致的偏誤，可得到國有資本參股對民營企業綠色創新的“凈效應”。據此，本文構建如下雙重差分模型來檢驗國有資本參股如何影響民營企業綠色創新：

其中，du為個體虛擬變量，du=1表示樣本期間內進行國有資本參股的企業的組別，du=0表示一直未進行國有資本參股的組別。進一步設置時期虛擬變量dt，如果公司當年和之后年份發生國有資本參股則將dt賦值為1，否則為0。其中，β2體現了國有資本參股前后民營企業綠色創新的變化，是本文關鍵變量的待估參數。本文還控制了企業層面的財務變量、年份固定效應和企業固定效應。

采用多期DID模型重新估計前，本文采用事件研究法對平行趨勢進行檢驗，從統計意義上準確判斷國有資本是否參股的事前和事后趨勢變化是否存在顯著差異。本文以國有資本參股的前一期作為基期，民營企業綠色創新的平行趨勢檢驗結果(見圖3)表明，在國有資本參股后，民營企業綠色創新顯著上升，并且在國有資本參股后3年中依舊顯著區別于0，國有資本參股對民營企業綠色創新具有動態效應和持續性的促進作用。

圖3 國資參股對民營企業綠色創新影響的平行趨勢

表9報告了基于雙重差分法檢驗的實證結果。本文以國有資本參數比重Stater＞0和Stater＞10%分別定義國有資本是否參股的虛擬變量du1和du2。第(1)(2)列分別報告了對兩種國有資本參股虛擬變量定義下的回歸結果，du1×dt和du2×dt的回歸系數都顯著為正，表明國有資本參股民營企業后，民營企業的綠色創新水平有顯著提升。上述的回歸結果表明，進一步采用雙重差分克服可能存在的內生性問題后，國有資本參股所帶來的民營企業綠色創新水平增加。由此可以發現，經過多重的穩健性檢驗和內生性處理，本文的核心結論依舊保持著高度一致性。

表9 多期雙重差分模型檢驗

五、異質性分析

前文的回歸結果為國有資本參股提高民營企業綠色創新水平提供了諸多經驗證據，并且檢驗了通過綠色創新意愿和綠色創新能力渠道的影響機制。但對于在不同的內外部環境下的影響是否存在差異仍需進一步討論。鑒于此，本文從國有資本參股動機和激勵兩個維度，對國有資本來源地、國有控制層級、區域環境規制強度和高管薪酬潛力四個方面進行異質性分析。

(一)國有資本來源地異質性

國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用，可能受到參股雙方來源地異同的影響。首先，相比于異地國有資本，本地國有資本會將更多的資源向當地的民營企業傾斜，國有資本能夠更好地幫助民營企業拓寬融資渠道，降低資金成本。其次，本地國有資本與民營企業之間的交流成本更低、溝通更加便捷，且本地國有資本能更好地參與到企業的投資決策中，在監督控股股東、強化環保意識和傳遞發展理念等方面發揮的作用也更為凸顯(王彩萍等，2022)[51]。另外，本地國有資本與民營企業之間往往具有相似的文化背景，這有利于增進雙方間的信任并形成緊密聯系，從而促使民營企業在制定投資決策時兼顧當地的環境發展目標，提高綠色創新意愿。因此，本文認為，相比于異地國有資本，來源于本地的國有資本推動民營企業綠色創新的動機較強，對民營企業綠色創新的促進作用可能更加顯著。

本文按照參股雙方所在省份來區分國有資本的來源地，如果民營企業當年的國有股東中至少有一家與該民營企業來源于同一省份，則將其定義為本地國有資本組，否則定義為異地國有資本組。分組回歸的結果如表10第(1)(2)列所示：異地國有資本參股和本地國有資本參股的回歸系數都顯著為正。同時，比較系數的組間差異發現，兩組樣本中國有資本參股水平的系數在1%水平下存在顯著差異(p=0.000)。相比于異地的國有資本，來源于本地的國有資本對民營企業的綠色創新促進作用更加顯著，驗證了上文的理論分析。

表10 異質性分組檢驗

(二)區域環境規制強度異質性

政府作為區域環境規制政策的制定者和執行者，直接或間接地參與企業環保行為，推動并監督著企業綠色轉型。國有資本作為政府與企業之間的關聯紐帶，在推動民營企業綠色行為的動機上也會存在差異。在環境規制越強的地區，政府部門對企業綠色行為的關注度也會越大，在“政企關聯”的傳導鏈下，國有資本幫助政府部門推動民營企業綠色創新的動機會越強。因此，本文認為在環境規制較強的地區，國有資本推動民營企業綠色創新的動機較強，對民營企業綠色創新水平的促進作用更加顯著。

本文參考肖仁橋等(2022)[59]的研究，采用各地區排污費與工業GDP的比值來衡量環境規制強度。由于我國自2018年開始征收環保稅，因此2007—2017年的數據是基于各省份繳納的排污費，而2018—2021年的數據則用環保稅替代各省份的排污費，數據來自《中國環境統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。本文以各地區排污費與工業GDP比值的中位數為基準，將樣本分為環境規制較弱組和環境規制較強組，表10第(3)(4)列顯示了該分組回歸的結果。在環境規制較強和較弱的地區，國有資本參股都顯著提升了民營企業綠色創新水平。比較系數的組間差異發現，國有資本參股水平的系數在1%水平下存在顯著差異(p=0.000)。在環境規制較強的地區，國有資本有更強的動機去推動民營企業綠色發展，國有資本參股能夠更好地推動民營企業開展綠色創新活動，驗證了上文的理論分析。

(三)國有資本控制層級異質性

已有研究發現民營企業的相關表現會受到國有資本控制層級的差異化影響(王彩萍等, 2022)[51]。相比于中央國有資本，政府會更加依賴于地方國有資本來推進地區經濟增長、承擔社會責任和實現相關的政策性目標，因此地方國有資本能夠更好地憑借政府隱性擔保而發揮資源優勢，增加民營企業綠色創新的可用資源。此外，相比于中央國有資本，地方國有資本的控制鏈條相對更短，控制能力更強，因此其更容易也更愿意參與民營企業的內部治理。地方國有資本通過委派國有高管董事、設置決策否決權等方式對民營企業的治理結構進行優化，抑制大股東的自利行為，使民營企業更加注重自身的可持續發展，從而促進民營綠色創新。因此，本文認為，相比于中央國有資本，地方國有資本對民營企業綠色發展的激勵會更強，對民營企業綠色創新的促進作用更大。

本文參考王彩萍等(2022)[51]的研究，利用國有資本最終實際控制人的相關信息來定義其所屬的控制層級，若民營企業當年的國有股東中至少存在一家中央企業，則將國有資本控制層級定義為中央國有資本組，否則將其定義為地方國有資本組。分組回歸的結果如表10第(5)(6)列所示：在中央國有資本組中，國有資本參股水平對民營企業綠色創新并沒有顯著影響；而在地方國有資本組中，國有資本參股水平的回歸系數顯著為正。同時，比較系數的組間差異發現，兩組樣本中國有資本參股水平的系數在5%水平下存在顯著差異(p=0.000)，地方國有資本在提高民營企業綠色創新能力方面發揮了主要作用，與上文的理論分析一致。

(四)高管薪酬異質性

薪酬激勵被視為影響企業高管戰略經營決策的重要因素，高額的薪酬水平意味著員工將獲得更高的回報，并且更有動力投入到工作尤其是創造性和創新性的工作中。因此，當企業高管團隊認為綠色創新有助于實現個人和組織目標時，民營企業更有動力在綠色創新方面展現出更高的表現。兩權分離制度下，企業高管成為企業綠色創新投資決策的主要決策者，強化管理層薪酬激勵能夠提高企業戰略投資風險承擔意愿。國有資本參股后的“政府背書”能夠強化民營企業高管薪酬激勵(李鑫等，2022)[36]，提高民營企業綠色創新意愿。因此，本文以行業高級管理人員薪酬總額的均值為基準，將高于該均值的行業劃分為薪酬激勵較高組，低于該均值的行業劃分為薪酬激勵較低組，表10第(7)(8)列顯示了該分組回歸的結果。兩組國有資本參股均顯著促進了民營企業綠色創新水平提升，但比較系數的組間差異發現，兩組樣本中國有資本參股水平的系數在1%水平下存在顯著差異(p=0.000)。其中薪酬激勵高的企業中，國有資本參股更好地激發民營企業管理層的綠色創新意愿，更大程度促進了企業綠色創新活動，驗證了上文的理論分析。

六、結論與啟示

隨著生態文明建設與綠色發展理念的不斷深化，如何促進企業提高綠色創新水平成為實現新時代高質量發展的關鍵問題。本文以2007—2021年滬深兩市的A股民營上市公司為研究樣本，研究了國資參股對民營企業綠色創新的影響。研究發現：(1)國有資本參股顯著提高了民營企業綠色創新水平。這一結論在經過一系列敏感性測試，以及傾向得分匹配法PSM、工具變量法、Heckman兩步法及多時期DID等內生性檢驗后仍然成立。(2)作用機制的檢驗結果表明，國有資本參股通過提高民營企業綠色創新意愿和綠色創新能力，進而提高民營企業綠色創新水平。具體而言，國有資本參股通過改善民營企業的內部治理水平和增加外部市場監督，進而提高民營企業綠色創新發展意愿；國有資本通過緩解企業的融資約束和增加企業的風險承擔水平，進而提升民營企業的綠色創新能力。(3)進一步分析中，本文分別從國有資本參股動機及民營企業薪酬激勵兩個方面分析了國資參股的異質性影響。對前者而言，來源于本地以及環境規制較強地區的國資參股對促進民營企業綠色創新的提升程度更大。對后者而言，地方國資參股對民營企業綠色創新所產生的提升程度更大；國資參股的民企中，高管薪酬激勵程度越大，綠色創新水平越高。

基于前述結論，本文提出以下政策啟示：

第一，通過國有資本參股的方式引導民營企業特別是重污染企業推進綠色創新、實現綠色發展轉型。民營企業綠色創新發展是我國高質量發展的不可或缺的重要組成部分。本文發現，國有資本參股能夠成為聯結政府與市場的重要紐帶，有效實現政府綠色治理邏輯的嵌入，促進民營企業的綠色創新。因此，在我國推進高質量發展過程中，建議引導鼓勵民營企業，以混合所有制改革為契機，引進國有資本助力企業轉型、實現綠色可持續發展。

第二，在引進國資參股推進綠色創新過程中，民營企業應充分考慮參股主體和自身特征的差異性。本文發現，不同來源地和行政級別的國有資本參股對民營企業綠色創新呈現差異化影響，并且對不同環境規制強度區域和薪酬激勵水平的民營企業綠色創新的作用效果也存在不同。鑒于此，民營企業在引進國有資本推進綠色創新過程中，一方面應重點關注本地和地方層級國有資本股東，以減少混改過程中的交易成本，提高國有資本配置效率，更好地推動綠色創新發展；另一方面要重點關注所處區域環境規制發展導向，促使國有資本參股，與其形成共同促進企業綠色創新發展的合力，并鼓勵國有資本從形式上的參股，走向深度混改，以推動民營企業薪酬激勵等措施進一步深化為其綠色創新提供內生動力。

第三，應當重視國有資本在不完善制度環境下的作用，放大國有資本參股投資民營企業的功能效應。本文發現，國有資本參股能顯著提高民營企業的內外部治理效應和降低融資約束與投資風險。國有資本作為政府政策工具之一，兼具經濟與非經濟二元目標，在民營企業公司治理、戰略決策中發揮積極作用，不僅促進了民營企業綠色創新發展，同時充分演繹替代性制度邏輯，形成推進民營企業全方面實現高質量發展的重要引力和動力，有效放大國有資本功能。■