混合所有制改革對國有企業綠色創新的影響與溢出效應

袁歌騁 李娟娟

摘要 混合所有制改革作為國有企業改革的核心舉措，探討其對綠色創新的影響效果兼具理論與實踐意義。該研究以2010—2019年中國A股國有上市公司為研究對象，以國有企業前十大股東中非國有股東持股比例為混改判斷依據，通過雙重差分傾向得分匹配法實證檢驗了混合所有制改革對國有企業綠色創新的影響、作用機制及影響的異質性。在此基礎上，進一步探討了混合所有制改革對國有企業綠色創新的溢出效應。研究發現：混合所有制改革總體上能有效促進國有企業綠色創新。在采用安慰劑檢驗、工具變量法緩解內生性問題，更換匹配依據進行穩健性檢驗后，結論仍然成立。機制檢驗發現，公司治理水平提高和知識溢出效應是混合所有制改革促進國有企業綠色創新的重要渠道；非國有股東逐利屬性可能在混合所有制改革影響國有企業綠色創新中產生抑制作用。根據行業特征的異質性分析發現，在競爭行業和環保行業中，混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進作用更明顯。整體上混改促進國有企業綠色創新，但非國有股東占比并非越高越好，當前十大股東中非國有股東持股占比位于15%～≤30%時，混改對國有企業綠色創新的促進效應最明顯。混改對未混改國有企業綠色創新存在溢出效應，有效促進了同行業未混改國有企業進行實質性綠色創新。基于研究結果提出，應充分認識混改在綠色發展中的重要作用，進一步推動國有企業混合所有制改革；推動形成互相制衡的股權結構，合理配置非國有資本占比；同時，避免“一刀切”的混合所有制改革，應堅持分類分層有序推進混改進程。

關鍵詞 混合所有制改革；綠色創新；公司治理；知識溢出；溢出效應

中圖分類號 F276. 1 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）07-0180-11 DOI：10. 12062/cpre. 20230311

近年來，為了提高國有企業經營活力，中國持續推進國有企業改革，其中混合所有制改革（以下簡稱“混改”）是核心舉措。2021年中國《政府工作報告》進一步提出深化國有企業混合所有制改革，做強做優做大國有資本和國有企業。豐富的研究表明，混改可以有效提高國有企業經營效率［1］、生產率水平［2］、創新等［3］，但鮮有研究關注混改對國有企業綠色創新的影響。混改可以通過改善國有企業公司治理以及提高知識溢出兩個渠道促進國有企業綠色創新，發揮“激勵”效應。一方面，混改通過引入社會資本幫助緩解國有企業面臨的代理問題，提高公司治理水平［4］，激勵企業從事有利于形成企業長期競爭力的綠色創新活動。另一方面，引入非國有股東能夠增強國有企業和非國有股東之間的知識交換， 提高知識溢出，促進綠色創新。但混改同樣可能對國有企業綠色創新存在“抑制”效應。由于綠色創新的特殊性，引入更關注經濟目標而非社會效益的非國有股東也可能導致國有企業減少綠色創新動機，而選擇投資更具有經濟效益的項目。因此，有必要深入探討混改對國有企業綠色創新的凈影響及其作用機制，為優化中國國有企業改革以促進環境保護提供經驗證據。

1 理論分析與研究假設

依托體制變遷，中國國有企業改革主要經歷了四個階段。第一階段是改革開放初期到1992年的商品經濟時代，這一階段的國有企業改革處于以調動管理者積極性為核心的“放權讓利”階段，主要任務是引導國營單位走出計劃經濟束縛，同時也是國有企業混改的探索階段。第二階段是1993—2003年初步建立社會主義市場經濟體制的時期，國有企業改革進入建立現代化公司制度的“建機轉制”階段，重點是引導國有企業建立現代企業制度，適應市場優勝劣汰的競爭格局，國有企業混改實現成長跨越。第三階段是2004年至2013年完善市場經濟體制時期，該階段國有企業改革以優化國有資產監督管理機制為核心，進入“監管改革”階段，推進國有資產實現保值增值目標，國有企業混改不斷調整完善。第四階段是2014年至今，中共十八屆三中全會提出要“積極發展混合所有制經濟”，自此進入全面深化改革階段。當下，中國經濟發展已經轉向高質量發展階段，由此也對國有企業混合所有制改革提出更高要求，國有企業在提高自身效率的同時，要進一步拉動國內經濟走出低迷，通過多元產權結構提高國有企業競爭力，激發國有企業創新力，以綠色創新發展支撐國家經濟高質量發展［5-6］。

1. 1 混合所有制改革對國有企業綠色創新的影響

理論上，混合所有制改革對國有企業綠色創新同時存在“激勵”和“抑制”兩種效應。混改主要通過如下兩個路徑對國有企業綠色創新發揮“激勵”效應：一方面，國有企業混合所有制改革有助于提高企業治理水平、促進企業效率提升從而推動綠色創新發展。現有研究表明，國有企業存在內部人控制和激勵不足問題，導致其相較于非國有企業而言具有更嚴重的代理問題［7］。綠色創新對企業長期發展具有較強的戰略意義，但不確定性較高，同時存在研發成本高、資金斷裂、數據收集困難等問題［8］，短期效益不明顯。因此經理人出于自身利益最大化有動機減少企業綠色創新。雖然相較于非國有企業，國有企業承擔更多環保任務，但經理人也可以選擇易模仿、低成本的末端治理技術滿足環保要求。混改引入了非國有股東，通過委派董事、監事等方式發揮制衡和監督作用，制約經理人機會主義行為，降低企業代理成本并優化企業治理結構，從而有助于推動綠色創新［9-10］。

另一方面，國有混合所有制改革有助于提高知識溢出水平、降低國有企業綠色創新面臨的研發不確定性，進而促進國有企業綠色創新。企業的知識來自內部知識儲備和外部知識獲取兩條路徑，企業之間通過頻繁的知識互動、交換資源、業務往來等產生知識溢出效應，形成大量異質性和互補性資源，有助于降低企業創新面臨的不確定性，對企業創新能力有顯著促進作用［11-13］。混改實現了多種資源融合，為非國有股東和國有企業之間的知識交換創造了良好的條件，增強了企業間知識溢出水平［14］，國有企業和非國有資本在合作中獲得知識存量增加，形成知識合作剩余，非國有企業的綠色專利可以通過知識溢出的方式產生積極的外部性，促進國有企業綠色創新［9］。就“抑制”效應而言，非國有企業股東往往具有逐利動機，更關注經濟目標而非綠色發展中關注的社會效益，因此混改也可能對國有企業綠色創新產生負面影響。與非綠色創新相比，綠色創新具有技術溢出和環境溢出的“雙重外部性”［15-16］。企業進行綠色創新將降低外部成本，減少對環境的破壞從而產生社會效益，但綠色創新的研發投入和風險并未從社會效益中獲得相應補償，企業私人收益小于社會收益；企業不進行綠色創新將增加污染排放，對環境的污染導致社會成本增加，而污染企業并未受到懲罰，無須承擔污染所增加的社會成本，企業私人成本小于社會成本［17］。研發者不能獨享研發成果利益，而模仿者可以低成本方式獲取新技術，從而降低創新主體的積極性；污染者在不受懲罰的情況下，污染能帶來更大利益，從而不會主動選擇綠色創新。因此，追求利潤最大化的非國有股東缺乏綠色創新動力，傾向于選擇“非綠色”技術。同時，綠色創新難以在短期內轉化為經濟利益、對環境保護的貢獻形成長期競爭優勢需經歷較長的期間。上述特征降低了綠色創新項目的投資價值，因此出于逐利目的非國有股東具有減少綠色創新項目的動機，抑制國有企業綠色創新。

混改對國有企業綠色創新的影響取決于“激勵”和“抑制”效應的大小關系，基于此，提出如下實證假設。

H1：混改有助于促進國有企業綠色創新。

H1：混改將抑制國有企業綠色創新。

1. 2 行業特征對混合所有制改革與國有企業綠色創新關聯的影響

由于不同行業中國有企業特征差異，混改對國有企業綠色創新的“激勵”和“抑制”效應可能受國有企業行業特征影響，從而表現為混改對國有企業綠色創新的凈影響出現異質性。雖然壟斷行業中的國有企業通常面臨更高的代理問題，但由于上述國有企業僅依靠壟斷地位就可以獲取長期高額利潤［18］，非國有股東可以坐擁壟斷性收益［19］，因此非國有股東改革動機相對較小，削弱混改公司治理渠道的“激勵”效應。同時，高額經濟利潤的存在也會進一步阻礙非國有股東綠色創新的動力，保持原有的“非綠色”路徑，放大混改的“抑制”效應。據此，對應假設H1和假設H1，提出如下實證假設。

H2：相較于競爭行業，混改對壟斷行業中國有企業綠色創新的促進效應較弱。

H2：相較于競爭行業，混改對壟斷行業中國有企業綠色創新的抑制效應更明顯。

此外，混改對國有企業綠色創新的“抑制”效應以及通過知識溢出渠道發揮的“激勵”效應也與國有企業自身技術知識儲備相關。綠色技術的知識溢出并非自動轉移的過程，而是需要國有企業具備吸收和利用綠色技術相關知識的能力［20］。相較于非環保類國有企業，環保類國有企業往往具有較高的綠色知識儲備，因此理論上其吸收并運用外部綠色知識的能力較強，有助于放大混改知識溢出渠道的“激勵”效應。與此同時，環保類國有企業較高的綠色知識儲備和成熟的環保經營模式更有助于綠色創新轉化為經濟效益，因此有助于削弱混改對國有企業綠色創新的“抑制”效應。基于此，提出如下假設。

H3：相較于非環保類國有企業，混改對環保類國有企業綠色創新的促進效應更明顯。

H3：相較于非環保類國有企業，混改對環保類國有企業綠色創新的抑制效應較弱。

2 研究設計與數據來源

2. 1 樣本選擇與數據來源

該研究以2010—2019年A股上市國有企業為研究樣本。由于2008年金融危機及政府相關應對策略對企業資產配置產生了外在影響，且該研究控制變量需滯后一期，因此選擇2010年作為研究起點。國有企業依據最終控制人屬性為中央或地方政府企業進行識別。同時借鑒已有研究剔除：金融類上市企業；上市狀態為終止上市、*ST（退市風險預警）、暫停上市、ST（暫停上市、特別處理）以及退市整理期企業；關鍵數據缺失的企業。所有連續變量均按照上下1%的水平進行了Winsorize處理。相關數據來自國泰安（CSMAR）數據庫、中國研究數據服務平臺（CNRDS）數據庫。

2. 2 變量選擇

2. 2. 1 被解釋變量：企業綠色創新

參考齊紹洲等［21］的研究，采用企業當年申請的綠色專利總數加1后取自然對數作為企業綠色創新代理變量（記為ln ），該值越大說明企業綠色創新水平越高。相比于量表設計的主觀性以及專利授權情況的不穩定性［22］，綠色專利申請數更能反映企業真實綠色創新水平，因此主要以綠色專利申請數衡量企業綠色創新。綠色專利包括綠色發明專利和綠色實用新型專利，在穩健性檢驗部分，進一步采用綠色發明專利申請數（1）和綠色實用新型專利申請數（2）作為企業綠色創新的代理變量進行穩健性檢驗。

2. 2. 2 核心解釋變量：混改變量

混改虛擬變量。參考現有研究［1，23］，將國有企業在第年時前十大股東中非國有股東持股比例超過10%定義為進行了混合所有制改革。根據中國《公司法》規定“單獨或者合計持有公司10%以上股份的股東有權請求召開臨時股東大會”，這意味著當非國有股東持股比例超過10%時，其話語權得到實質的提升，將影響國有企業的經營管理。因此該研究以前十大股東中非國有股東持股比例超過10%作為國有企業發生混改的標準。以樣本期間進行混改的國有企業為實驗組，即=1，未進行混改的國有企業為控制組，即=0。

混改時間虛擬變量。=1表示混改完成（連續兩年股權結構保持不變）［24］，=0表示未進行混改。

2. 2. 3 控制變量

參考彭星等［25］、徐佳等［26］的研究，控制了公司和地區兩個層面的影響因素。

公司層面的控制變量包括：①資產負債率（）。采用總負債除以總資產構建。適度的負債有利于企業利用資金改善技術和工藝，促進企業綠色創新。②企業年齡（）。采用企業成立年數的自然對數衡量以控制企業發展階段對綠色創新的影響。③總資產收益率（）。采用凈利潤除以總資產構建以衡量企業的盈利能力，企業盈利能力越強越有動力投資綠色創新。④營業收入增長率（）。采用本年營業收入與上年營業收入差額除以上年營業收入構建以衡量企業的成長性。成長型企業的創新動力更足，更有助于促進綠色創新。⑤企業規模（）。采用企業員工人數的自然對數衡量。通常而言，企業規模越大，其進行綠色創新的成功率越高，更愿意也更有能力為實現自身長期可持續發展而保持較高的綠色創新投入水平。

省份層面的控制變量包括：①環境規制變量。由于環境規制因素可能通過倒逼效應、資源效應和擠出效應影響企業綠色創新行為［27］，參考趙玉民等［28］以及彭星等［25］的研究，引入命令控制型、市場激勵型和公眾參與型三類環境規制變量。其中命令控制型代表政府或環保機構的強制性政策手段，以受理環境行政處罰案件數的自然對數衡量（）；市場激勵型通常指政府通過稅收和價格等市場化手段激勵企業綠色技術創新，以單位GDP排污費收入衡量（）；公眾參與型指企業或個人參與環境保護行動或承諾，以省級人民代表大會環境建議數的自然對數衡量（）。②經濟發展水平。由于綠色創新呈現出明顯的區域不均衡性，與各地區的經濟發展水平密切相關，分別引入人均GDP 對數（ln ）和第二產業占GDP 比值（）從經濟發展規模和產業結構兩個方面控制地區經濟發展水平對綠色創新的影響。③開放程度（ln ）。采用外商投資規模的自然對數衡量。地區開放程度主要通過技術溢出效應影響企業綠色創新。其中，公司層面控制變量的數據主要來自CSMAR數據庫，地區層面控制變量的數據主要來自中國環境年鑒和國家統計局。表1為相關變量的描述性統計，其中綠色創新水平的變異系數大于1，說明不同國有企業綠色創新水平差異相對較大。

2. 3 模型設定

參考現有研究［24，29］ ，將國有企業混改視為一項準自然實驗，采用如下PSM?DID模型檢驗混合所有制改革的環保效應：

= 0 + 1it × + Σ+ + ++ （1）

其中：為企業綠色創新變量，為分組虛擬變量，以混改國有企業作為實驗組。再采用帶寬為0. 05的核匹配法進行逐年匹配，從未混改的國有企業中找到與混改國有企業相匹配的企業作為控制組。為混改時間虛擬變量，為其他控制變量，是企業固定效應，是年份固定效應，是行業固定效應。為控制潛在的橫截面相關問題，將標準誤聚類到行業-年份層面［30］。

3 實證結果與分析

3. 1 匹配前后的平衡性檢驗

使用PSM?DID模型檢驗，實驗組和控制組的特征變量在匹配后的分布是相同的，否則將造成估計結果偏差。基于此，首先對核匹配法獲取的實驗組和控制組進行平衡性檢驗，匹配后所有變量的標準化偏差絕對值均小于5%，且所有變量t檢驗的結果不拒絕實驗組與控制組無系統差異的原假設，滿足條件獨立假設。

3. 2 實證結果及分析

表2匯報了模型（1）的回歸結果。其中列（1）為僅包含核心解釋變量以及時間、行業和個體固定效應的回歸結果，列（2）在列（1）的基礎上加入了企業和地區層面的控制變量。由于滿足共同支撐假設的樣本匹配結果更為理想且具有更強的外部有效性，因此列（3）在列（2）的基礎上進一步采用滿足共同支撐假設的樣本進行回歸分析。結果表明，前的系數均在1%的統計性水平上顯著為正，驗證了實證假設H1，拒絕了實證假設H1，說明國有企業混改對國有企業綠色創新的“激勵”效應占據主導地位，引入非國有股東能有效促進國有企業綠色創新。

其他控制變量的回歸結果表明資產收益率、企業規模和人均GDP 水平對企業綠色創新具有顯著的促進作用。命令控制型環境規制因素對企業綠色創新存在明顯的促進效應，而其他環境規制因素對企業綠色創新的影響并不明顯，表明政府或環保機構的強制性政策手段很可能倒逼企業提升綠色創新水平。

3. 3 平行趨勢檢驗及動態效應分析

雙重差分估計結果滿足一致性的前提是實驗組和控制組滿足平行趨勢假設，即在沒有政策干預之前，結果變量在實驗組和控制組的發展趨勢應保持一致。為此，該研究在基準分析的基礎上，將模型（1）中替換為樣本期間各年份虛擬變量，以進一步檢驗兩組企業綠色創新的事前平行趨勢和事后動態效果。圖1為平行趨勢檢驗結果的圖示，其中虛線表示95%的置信區間。可以看出，國有企業混合所有制改革之前，交互項的系數均不顯著，即混改國有企業和未混改國有企業綠色創新不存在明顯差異。而當國有企業混改后，交互項的系數顯著為正且系數的絕對值水平逐漸增大，說明混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進作用逐漸顯現并增強，即該研究雙重差分模型滿足平行趨勢假設。

3. 4 安慰劑檢驗

參照Chetty等［31］的研究，采用非參置換檢驗的方法進行安慰劑檢驗。首先對所有樣本企業和政策時間進行不重復隨機抽樣，基準回歸部分實驗組包含306個企業，因此每次抽取306個樣本企業及其對應的隨機政策時點，然后將隨機抽取的306個樣本企業作為虛擬實驗組，剩余企業為虛擬控制組，并將此過程重復500 次，最終獲得500個虛擬實驗組與虛擬政策時間交互的估計系數。若國有企業混合所有制改革能顯著促進企業綠色創新，則模型（1）的估計系數（0. 104）應該位于置換檢驗中系數分布的尾部，說明其在安慰劑檢驗中屬于小概率事件，從而排除不可觀測因素的影響。圖2為安慰劑檢驗系數估計值的核密度分布圖，其中垂直虛線為500次虛擬系數的均值，垂直實線為模型（1）中的真實估計系數，真實估計系數位于虛擬回歸系數分布的高尾，說明該研究的基準回歸結果通過安慰劑檢驗。

3. 5 其他穩健性檢驗

3. 5. 1 工具變量法

雖然采用雙重差分傾向得分匹配法在一定程度上減輕了反向因果的影響，但仍不能完全排除。綠色創新在一定程度上反映了當前國有企業的社會責任擔當，非國有企業可能因為樹立品牌社會責任聲譽的需要而進入國有企業，從而發生混合所有制改革。

為了緩解上述反向因果對研究結論的影響，參照蔡貴龍等［32］的研究，選取企業所處地區在第一次鴉片戰爭開始至1949年之前是否被迫開放為商埠（）以及是否為租界（）作為國有企業混合所有制改革的工具變量。該工具變量滿足相關性和外生性要求。一方面，商埠和租界的出現改變了第一次鴉片戰爭之前的封閉狀態，被允許其他國家投資建廠、開辦學校，這些地區對非國有資本的包容性更大，制度建設和改革較完善，更可能進行混改，滿足相關性要求。另一方面，綠色創新主要取決于企業的微觀決策，而開放商埠和租界屬于歷史事件，主要取決于當時所處的地理位置，與微觀企業綠色創新行為關系不大，且企業綠色創新很難影響或改變開放商埠和租界這類歷史事件，滿足外生性要求。以商埠（）和租界（）作為混改與否的工具變量，其與的交互項和作為×的工具變量。工具變量的回歸結果見表3列（1）和列（2）。列（1）中和的系數均在1%的統計性水平上顯著為正，說明混改與商埠或租界的形成正相關，滿足相關理論分析；列（2）中核心解釋變量×的系數在1%的統計性水平上顯著為正，說明混合所有制改革能有效促進國有企業綠色創新，基準模型的研究結論具有穩健性。同時，Kleibergen?Paap rk LM 統計量、Kleibergen?Paap rk Wald F統計量和Hansen J統計量的結果表明，工具變量滿足相關性和外生性，且不存在弱工具變量問題，表明工具變量的選取是合理的。

3. 5. 2 更換匹配依據

基準回歸部分采用的逐期匹配可以避免“時間錯配”和“自匹配”問題，是目前多期PSM?DID的主流方法，但是由于對處理前的每期都進行了匹配，每次匹配的結果不盡相同，導致控制組不穩定，從而引起偏差。因此，參照賈俊雪等［33］的研究，采用協變量平均匹配，即將每個樣本處理前的各期協變量進行平均，然后使用該平均值進行傾向得分匹配。回歸結果見表3列（3）—列（5），交互項前的系數均顯著為正，說明基準模型的研究結論具有穩健性。

4 機制分析與異質性探究

4. 1 正向作用機制檢驗

上述部分驗證了國有企業混改對國有企業綠色創新主要表現出促進作用。由理論分析可知，國有企業混改對國有企業綠色創新的促進效應主要是通過治理渠道和知識溢出渠道發揮作用。因此，探討治理水平和知識溢出兩個渠道的存在性，可進一步揭示國有企業混改對國有企業綠色創新影響的微觀作用機制。參考Baron等［34］的研究，使用逐步檢驗法檢驗影響機制的存在性。在模型（1）的基礎上構建模型（2）和模型（3）：

= 0 + 1× + Σ+ + ++ （2）

= 0 + 1 + 2× + Σ+ ++ + （3）

模型（2）中為機制變量，直接考察國有企業混改對治理水平（）和知識溢出（）的影響，模型（3）在模型（1）的基礎上加入機制變量。基準模型已經驗證混合所有制改革有助于促進國有企業綠色創新，因此主要關注式（2）中交互項前的系數1 以及式（3）中機制變量前的系數1。如果1 和1 均顯著，就說明國有企業混合所有制改革使公司治理水平和知識溢出發生明顯變化，同時公司治理水平的提高和知識溢出能顯著促進企業綠色創新。如果至少有一個不顯著，則需要進一步通過Sobel檢驗和Bootstrap檢驗判斷中介效應的顯著性。

4. 1. 1 公司治理渠道

為檢驗治理渠道的存在性，參照白重恩等［35］的研究，選取控股股東持股比例、股權制衡度、管理層持股比例、獨立董事占比、監事會規模、總經理持股比例、股東大會會議次數7個治理變量進行主成分分析，并以第一大主成分衡量公司治理水平，構建機制變量，相關數據來自CSMAR數據庫。表4的列（1）匯報了式（2）的回歸結果，交互項前的系數在1%的統計性水平下顯著為正，說明混合所有制改革能有效提高公司治理水平。表4列（2）匯報了當被解釋變量為綠色專利申請數時式（3）的回歸結果，公司治理前的系數在5% 的統計性水平上顯著為正。說明混合所有制改革能夠通過提高公司治理水平推動企業綠色技術創新，驗證了國有企業混合所有制改革公司治理渠道的存在性。

4. 1. 2 知識溢出渠道

為檢驗知識溢出渠道的存在性，參考薛成等［36］的研究，采用上市公司與其他公司聯合申請的綠色專利數衡量企業的知識溢出水平，構建機制變量，相關數據來自CNRDS數據庫。表4的列（3）匯報了式（2）的回歸結果，交互項前的系數為正但不顯著，表4的列（4）匯報了當被解釋變量為綠色專利申請數時式（3）的回歸結果，知識溢出前的系數在1%的統計性水平上顯著為正。由于1顯著而1 不顯著，需進一步采用Sobel?Goodman檢驗和Bootstrap檢驗判斷中介效應是否真實存在。其中Sobel檢驗結果均在1%的統計性水平上顯著，拒絕了1 和1 乘積為0的原假設。進一步采用抽樣次數分別為500、1 000和2 000次的Bootstrap檢驗，檢驗結果顯示95%的置信區間均未包含0，同樣拒絕了1 和1 乘積為0的原假設，說明混合所有制改革能通過促進企業間知識溢出推動企業綠色創新，驗證了國有企業混合所有制改革知識溢出渠道的存在性。

4. 2 負向作用機制檢驗

為檢驗非國有股東是否會因為逐利屬性而抑制國有企業綠色創新，參照朱德勝等［37］的研究，以創新產出比創新投入構建企業創新效率變量（）。其中創新產出以下一期息稅前利潤與本期息稅前利潤之差衡量，創新投入包括自主投入和模仿投入，分別以開發支出和管理費用衡量，相關數據來自CSMAR數據庫。根據前文理論分析，當國有企業創新效率低時，國有企業綠色創新所獲得的經濟收益相對較小，如果非國有股東逐利動機存在，非國有股東將更關注其他可獲得經濟盈利的項目而非投入國有企業綠色發展，從而削弱國有企業混改對國有企業綠色創新的促進作用。而當國有企業創新效率高時，企業綠色創新行為能夠獲利，因此非國有股東參股對綠色創新的抑制作用較弱。該研究按照國有企業所屬行業的創新效率是否高于所有行業創新效率的中位數將樣本分為低創新效率組和高創新效率組，回歸結果見表5。其中列（1）和列（2）分別匯報了國有企業混改對低創新效率和高創新效率組中國有企業綠色創新的影響，結果表明高創新效率組中交互項前系數顯著為正，而低創新效率組中交互項前的系數為正但不顯著，說明相較而言，低創新效率組中混改對國有企業綠色創新的促進效應較弱，非國有股東的逐利動機存在。

4. 3 異質性探究

理論分析表明混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進效應可能受行業特征影響。基于此，采用分組回歸的方式進一步探討混改對國有企業綠色創新影響的異質性。其中，競爭行業的劃分參照岳希明等［38］的研究，環保行業的劃分參照王鋒正等［10］的做法。

分組回歸結果見表6，其中列（1）和列（2）分別匯報了混合所有制改革對競爭性行業和壟斷性行業國有企業綠色創新的影響，結果顯示列（1）交互項前的系數在5%的統計性水平上顯著為正，而列（2）交互項前系數為正但不顯著，說明混合所有制改革對競爭性行業中國有企業綠色創新促進作用更明顯，驗證了實證假設H2。列（3）和列（4）分別匯報了混合所有制改革對環保行業和非環保行業國有企業綠色創新的影響，結果顯示列（3）交互項前的系數在1%的統計性水平上顯著為正，而列（4）交互項前系數為正但不顯著，說明混合所有制改革對環保行業國有企業綠色創新促進作用更明顯，驗證了實證假設H3。

5 進一步分析

5. 1 非國有股東參股程度對綠色創新的影響

前述研究表明，當前混合所有制改革對國有企業綠色創新的“激勵”效應占據主導地位，即通過提高國有企業治理水平以及增強知識溢出效應有效促進了國有企業綠色創新。然而，相關研究表明，非國有股東參股占比的變化可能導致非國有股東行為的改變。非國有股東的主要目的是追逐自身利益最大化，為了避免地方政府干預對國有企業經營績效產生的影響，非國有股東存在動機掏空國有企業以降低投資風險［39］。同時，隨著非國有股占比的增加，非國有股東的掏空動機不斷增強［40］，因此理論上非國有股占比的增加可能會逐漸放大混改對國有企業綠色創新的“抑制”效應。基于此，將進一步探討非國有股東參股程度是否會影響混改與國有企業綠色創新之間的關聯。參考馬連福等［41］的研究，以前十大股東中非國有股東持股比例之和比前十大股東持股比例之和衡量非國有股東參股程度。首先，按照非國有股東參股程度劃分為不同的區間類型，并比較不同非國有股東持股類型的企業綠色創新水平，結果見表7。可以看出，當前十大股東中非國有股東持股比例在15%～≤30%時，衡量樣本國有企業綠色創新水平的三個指標的均值都高于持股比例在15%以下和30%以上的樣本均值。

進一步地，依據不同參股類型分組檢驗非國有股東參股程度對企業綠色創新的影響，回歸結果見表8。其中，列（1）—列（4）分別表示前十大股東中非國有股東持股比例在10%～≤15%，15%～≤30%，30%～≤50%以及>50%時的回歸結果。結果表明，當非國有股東持股比例在50%以下時，交互項的系數為正，但僅當非國有股東參股程度位于15%～≤30%時顯著。說明當非國有股東參股占比為15%～≤30%時，混改對國有企業綠色創新的促進效應最明顯。同時，研究發現當非國有股東持股比例>50%時，混改并不利于國有企業綠色創新。上述結果出現的可能原因在于，隨著非國有股東占比的增加，非國有股東對國有企業決策的干預程度以及交流深度增加，有助于放大混改公司治理和知識溢出渠道的“激勵”效應。同時，隨著非國有股東占比的增加，非國有企業掏空國有企業的動機增強，因此更關注短期經濟效益而非環境因素，放大混改的“抑制”效應。當混改水平較低時，隨著非國有股東占比的增加，雖然“激勵”效應和“抑制”效應都增強，但此時由于國有股東股權占比相對較大，能有效制衡非國有股東的掏空行為，因此“激勵”效應占據主導地位。而隨著非國有股東占比的不斷增加，當超過一定閾值后，可能表現為“抑制”效應占據主導地位，從而整體上發現隨著非國有股東占比的增加，混改首先對國有企業綠色創新的促進效應增強，隨后逐漸減弱，最終阻礙國有企業綠色創新發展。

5. 2 國有企業混改的溢出效應

國有企業混改對企業所屬行業內的其他未混改國有企業綠色創新應存在正向的溢出效應。一方面，雖然未混改國有企業并未因非國有資本的引入提高公司治理水平，但其可以通過學習同行業混改國有企業優化治理結構的方式促進自身綠色創新。位于同行業的企業往往具有相似的運營方式和盈利模式，未混改的國有企業可以借鑒混改企業的相關政策制約經理人機會主義行為、降低企業代理成本，促進綠色創新。另一方面，未混改國有企業可以通過與同行業混改國有企業業務往來、交換資源等方式，獲取混改國有企業從引入非國有股東中得到的技術知識，降低研發的不確定性，進而提高自身綠色創新水平。采用DID模型探討國有企業混改對同行業未混改國有企業綠色創新的影響，被解釋變量為未混改國有企業綠色創新。理論上，應當采用存在國有企業混改的行業作為實驗組，而選擇從未進行過國有企業混改的行業作為對照組，但分析發現樣本中較少有行業從未發生國有企業混改。因此，該研究選擇將行業按照國有企業混改比例分為高混改比例行業和低混改比例行業。若溢出效應存在，則應當觀測到位于高混改比例行業中的未混改國有企業綠色創新水平高于低混改比例行業中未混改國有企業綠色創新水平。具體模型如下：

= 0 + 1× + βΣ+ + ++ （4）

其中：為分組虛擬變量，取值為1代表處于高混改比例行業中的未混改國有企業，作為實驗組。隨后通過核匹配法從低混改比例行業的未混改國有企業中找到與之匹配的企業作為控制組，將記為0。為時間虛擬變量，由于2013年后混改進入全面深化改革階段，因此以2013年作為檢驗溢出效應的政策時點，2013年及以后年份取值為1，否則取值為0。其他控制變量與固定效應的設置與基準模型一致。

回歸結果見表9，被解釋變量分別為綠色專利申請數、綠色發明專利申請數和綠色實用新型專利申請數。其中，列（1）和列（2）交互項前的系數均顯著為正，而列（3）交互項前的系數不顯著，說明相對于低混改比例行業而言，混合所有制改革能顯著促進高混改比例行業中未混改國有企業整體綠色創新發展，同時該行業溢出效應主要集中在實質性綠色創新。

6 結論與啟示

基于混合所有制改革的制度背景，以中國2010—2019 年A 股國有上市公司數據為研究樣本，通過PSMDID實證檢驗了混改對國有企業綠色創新的影響、作用機制及影響的異質性。在此基礎上，進一步探討了混改對國有企業綠色創新的溢出效應，實證結果表明：第一，整體上，混改能有效促進國有企業綠色創新。第二，混改對國有企業綠色創新的促進效應存在異質性，混改能有效促進競爭行業和環保行業中的國有企業綠色創新，但是對壟斷行業和污染行業中國有企業的綠色創新不存在顯著影響。第三，混改主要通過提高國有企業公司治理水平和知識溢出效應促進綠色創新。第四，當混改水平位于15%～≤30%時，混改對國有企業綠色創新的促進效應最明顯。第五，混改對未混改國有企業綠色創新存在溢出效應，有效促進了同行業未混改國有企業進行實質性綠色創新。

上述研究結論對于推動中國國有企業混合所有制改革，提升國有企業綠色創新水平以實現高質量綠色發展具有如下政策含義。

第一，應充分認識混改在綠色發展中的重要作用，進一步推動國有企業混合所有制改革。該研究發現引入非國有股東能有效促進國有企業綠色創新，同時對于同行業未混改的國有企業存在顯著的溢出效應。因此，政府應當充分認識到混改在環境保護中的重要作用，其可能實現經濟效率和環境保護的“共贏”，應進一步加快推動混合所有制改革。

第二，形成互相制衡的股權結構，合理配置非國有資本占比。研究表明，雖然整體上混改有助于促進國有企業綠色創新，但該促進效應可能隨非國有股東占比的變化而呈現出異質性。當非國有股東占比高于50%，混改反而會抑制國有企業綠色創新。因此政府在推進國有企業混改的過程中應當合理配置非國有資本，在充分發揮非國有資本的治理效應和技術溢出效應的同時，也需依靠國有股東對引入的非國有股東進行監督，降低非國有股東掏空行為可能導致的負面影響。

第三，避免“一刀切”的混合所有制改革，應堅持分類分層有序推進。研究發現，混改對不同類型國有企業綠色創新的促進效應存在差異，雖然混改能有效促進競爭行業和環保行業中國有企業綠色創新，但卻難以促進壟斷行業和污染行業中國有企業的綠色創新。因此，在政府運用混改進行國有企業綠色轉型時，應當優先推進競爭行業和環保行業中國有企業的混合所有制改革。而對于壟斷行業和污染行業中的國有企業而言，則應采取試點的方式，厘清引入非國有股東卻難以提升綠色創新面臨的痛點，完善現有的制度規則，抑制非國有股東進入可能導致的負面效應，激發混改對綠色創新的積極影響。在此基礎上，逐步擴大試點范圍直至全面推廣。

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