绿色技术创新、股权结构与重污染企业全要素生产率

姬新龙，董木兰

（兰州财经大学 金融学院，兰州 730020）

0 引言

重污染企业由于主要污染物排放过多而对环境造成威胁，其绿色转型及生产效率提升成为国民经济良性循环的关键环节。绿色技术创新有助于改善企业生产经营能力以及企业的节能减排，但技术创新的高风险性、多阶段性和持续性，可能会使得不同股权结构企业存在不同的创新投资导向或研发决策。那么，绿色技术创新将如何影响企业全要素生产率？股权结构又将如何调节二者关系？

全要素生产率（TFP）是探究经济增长源泉和体现经济增长效率高低的重要指标[1]，企业研发投入[2]、技术创新[3]、股权激励[4]、行业类型[5]、数字金融发展[6]、公司规模[7]等因素对TFP皆有不同程度的影响。而随着专利数据可得性增强，绿色技术创新对TFP的影响逐渐成为学界关注的热点[8]，如熊爱华等（2020）[9]基于省级及重点碳源行业A股上市公司的面板数据展开研究，发现当碳排放总量较低时，绿色创新和低碳补贴有利于提高企业全要素生产率。武力超等（2021）[10]指出，企业若将更多资金向绿色技术领域的创新研发倾斜，则不仅会拥有更多绿色专利产出，还会提升企业全要素生产率水平。当然，绿色创新活动的有效施展离不开合理的股权结构，不同的股权设置也会影响绿色创新对企业全要素生产率的促进效果：一是股权制衡的正向调节和股权集中的负向调节，该观点认为股权制衡度的增加可以遏制大股东掏空行为，增加决策效率，从而提高全要素生产率；过高的股权集中度会抑制研发投入转化效率[11]，进而降低全要素生产率。二是股权制衡的负向调节和股权集中的正向调节[12]，该观点认为股权制衡度的升高使“搭便车”行为普遍化，不利于企业管理，企业全要素生产率也随之降低；股权集中度越高，大股东参与企业事务的积极性越高，越有利于提高研发决策效率，进而提高全要素生产率。

综上，在绿色技术创新对企业生产效率推动作用影响的研究中，股权结构究竟是发挥促进还是抑制作用尚未有定论，规模差异下股权结构发挥的影响作用还需进一步检验。基于此，本文选取重污染类企业为样本，探究绿色技术创新对其全要素生产率的影响，并深入分析股权结构作用及环保投入、企业规模异质性的影响。

1 研究假设

1.1 绿色技术创新影响全要素生产率的机理

“技术创新+绿色”是企业可持续发展、推进生态建设最好的方式。重污染企业实施绿色创新，其作用不仅能够提高经济收益，而且能有效地协调好经济、社会与环境三者关系。一方面，在以利润最大化为核心价值的推动下，企业积极主动开展绿色创新活动，能够促使环境成本下降，提高生产效率，从而提升全要素生产率。同时，绿色技术创新所带来的绩效增加会促使企业进一步改善产品及生产过程，继而形成良性循环。另一方面，随着社会大众绿色环保意识的不断提高，消费端不仅看重产品价格、品质，还会注重商家是否具有环保理念，在此背景下进行绿色产品创新，更符合市场消费观念转变，有助于提高企业信誉度，可以更好地占据市场份额，提高企业运营收益，从而提升全要素生产率。与此同时，政府或金融机构一般也以企业在环境保护方面的表现作为投资或发放信贷的准则，所以，愿意加大绿色环保研发投入的企业在某种程度上能够得到更多的扶持，从而增强企业融资能力，继而提升全要素生产率。基于此，关于企业进行绿色技术创新是否有助于提升全要素生产率，本文提出如下假设：

假设1：绿色技术创新对于企业全要素生产率具有显著的正向影响。

1.2 股权结构对绿色创新和全要素生产率的调节机制

股权结构包含股权制衡度和股权集中度，合理的股权结构不仅能够通过对股东间相互制衡与监督提高绿色创新效率，还能避免因为股权过度集中而导致忽视长远发展，企业仅仅依靠绿色技术创新而忽略公司治理很难达到持续绿色发展的目标。

第一，股权制衡度的调节机制。股权制衡度是指公司的控制权被若干个大股东所共享，在大股东间形成一种有效制衡。股权制衡的调节作用体现在正反两个方面：正向是可提高股东监督积极性，降低公司代理成本并解决信息不对称问题。股权制衡度越大，股东之间的牵制性越强，监督动机越强烈[13]。一方面可以削弱控股股东的权利，降低内部化控制联盟的成本，规避控股股东夺取私有收益的“隧道行为”。同时，内部化控制联盟成本的下降有利于加大绿色创新投入，从而形成良性循环。另一方面，多个大股东共享公司控制权的决策机制可以规避第一大股东在决策时的独断专行，能够使股东互相监督[14]，优化资源配置，提高绿色创新效率，故企业绿色技术创新对全要素生产率的促进效应会因股权制衡而增强。反向是股权制衡有可能使“搭便车”行为普遍化，不利于企业管理，企业全要素生产率也随之降低。不合理的股权制衡度会使得各股东之间的持股比例呈现均衡状态，从而使股东产生坐享其成的投机行为，此类股权制衡设置会造成企业绿色技术创新的促进效应削弱。

第二，股权集中度的调节机制。股权集中度的高低主要是为了度量不同股东对企业的控制程度和影响力大小，反映了公司股权的分布特征与制衡能力。股权集中的调节作用也体现在正反两个方面：正向是股权集中度越高，大股东越会积极地参与企业事务，提高研发决策效率。而且股权集中可以规避“搭便车”行为，降低公司代理成本，加大研发活动投入与力度支持，故企业绿色技术创新对全要素生产率的促进效应会因股权集中的引入而增强。反向是控股股东持股比例的上升会持续加剧公司治理中与中小股东的冲突，控股股东利用手中控制权通过关联交易及其他方式进行公司资源转移或者滥用，容易造成创新资源配置不充分[15,16]；而且股权过度集中会使得管理层担心创新投资高风险而减弱创新投资的动机，甚至放弃创新[17]，因此企业绿色技术创新的促进效应会因股权集中的引入而削弱。基于以上正反调节影响的分析，本文提出如下竞争性假设：

假设2a：股权制衡度在绿色技术创新与全要素生产率关系中存在正向调节效应；

假设2b：股权制衡度在绿色技术创新与全要素生产率关系中存在负向调节效应；

假设3a：股权集中度在绿色技术创新与全要素生产率关系中存在正向调节效应；

假设3b：股权集中度在绿色技术创新与全要素生产率关系中存在负向调节效应。

2 研究设计

2.1 模型构建

2.1.1 绿色创新影响全要素生产率的检验模型

鉴于自变量作用于因变量存在时间滞后性这一特点，本文选取提前一期的全要素生产率作为因变量，构建如式（1）所示的检验模型1：

其中，TFPit+1表示企业第t+1 年的全要素生产率，∑Year表示年份固定效应，∑Company表示个体固定效应，εit+1为随机干扰项，∑Controlit表示所有控制变量，Greenit为企业i在第t年的绿色专利申请数。如果Greenit的系数β1为正，则说明绿色技术创新对于企业全要素生产率提升具有积极作用；反之，则具有抑制作用。

2.1.2 股权结构的调节效应检验模型

为了验证股权结构在绿色技术创新与企业全要素生产率间发挥半调节效应还是纯调节效应，本文采用含有解释变量和调节变量交互项的模型进行层次回归分析。为降低交互项与解释变量和调节变量之间的相关性，在模型1 的基础上增加调节变量股权制衡度（DR5）以及中心化（变量减去均值）后的股权制衡度（C_DR5）和中心化后的绿色技术创新（C_Green）的交互项（C_DR5*C_Green），构建如式（2）和式（3）所示的模型2 和模型3，来检验股权制衡在绿色创新和企业全要素生产率间是否产生调节作用：

其中，c_表示对变量进行中心化处理，后文同。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

针对企业全要素生产率（TFP），本文采用三种方法度量：一是OLS 法。根据传统估计方法，采用Cobb-Douglas生产函数来估计TFP，即：

其中，Yit、Lit与Kit分别代表企业的产出、劳动力投入与资本投入，Ait即推动经济增长的非劳动与资本要素以外的全要素生产率，在取对数后将其转换成线性形式：

对其进行OLS估计，所得残差取对数就是全要素生产率（TFP_ols）。

二是OP法。根据Olley和Pakes的思路，并在OP框架中引入企业出口行为决策：

其中，i表示企业，age表示企业年龄，state表示企业是否属于国有企业，EX表示企业是否从事出口活动，year代表年份虚拟变量，reg代表省份虚拟变量，ind代表行业虚拟变量（2012 年证监会行业分类标准）。式（8）回归得到的残差取对数就是全要素生产率（TFP_op），其他变量的含义同上。

三是LP 法。OP 方法计算企业的TFP 需要企业的真实投资大于0，这样就会造成估算时大量企业样本的丢失。为了解决这一问题，本文采用Levinsohn和Petrin的方法，增加中间品投入mit这一指标：

2组原发性高血压患者均以4周作为一个治疗疗程,连续实施2个疗程的治疗,在治疗的过程中,每天对其血压水平进行监测,并记录其症状改善情况。

式（9）回归得到的残差取对数就是全要素生产率（TFP_lp）。

为了增强全文研究结果的对比性，本文在后续实证分析中考虑同时采用LP与OP两种测度方法进行主检验，采用LP法进行调节效应分析。

2.2.2 解释变量

目前国内外相关研究普遍以绿色专利申请量作为企业绿色技术创新测度指标，本文亦参考此种做法，选用上市公司当年独立申请的绿色发明数量与当年独立申请的绿色实用新型数量之和作为绿色技术创新测度指标，具体数据来源于中国研究数据服务平台。

2.2.3 调节变量

股权结构主要体现在企业的股权分布状态及股权制衡程度上。在主检验中，本文选取企业第一大股东的持股比例来衡量股权集中度；选用第二至第五大股东的持股比例总和与第一大股东的持股比例之比作为股权制衡指标。在稳健性检验中，采用前三大股东持股比例来衡量股权集中度，以第二至第八大股东的持股比例总和占第一大股东的持股比例之比作为股权制衡指标，以检验不同股权结构下的调节作用。

2.2.4 控制变量

由于企业自身经营因素会对全要素生产率产生明显影响，故本文选取公司盈利能力（ROA）、资产负债率（Lev）、现金持有水平（CF）、公司年龄（Age）、企业成长能力（Growth）为控制变量，以观察这些变量在基准回归中的具体表现。

上述所有变量的具体说明和计算方法如表1所示。

表1 变量说明及计算方法

2.3 数据来源

本文选取沪深两市A 股上市重污染企业作为研究样本，在剔除ST和*ST类公司以及相关财务和绿色专利数据缺失的样本后，最终获得2010—2020 年共5393 个观测值构成的面板数据。相关数据来源于Wind 数据库、中国研究数据服务平台。其中，重污染行业的界定参考原环境保护部2010 年发布的《上市公司环境信息披露指南》，包括火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业共16个行业。

3 实证分析

3.1 绿色技术创新对TFP的基础回归分析

表2 中显示了基于上文三种不同方法估计TFP 下的不同回归结果。从表中可以看出，在OLS、OP及LP法下，绿色技术创新估计系数分别为0.0015、0.0014、0.0015，且均在10%的水平上显著，说明绿色技术创新显著促进了企业的TFP，对TFP 的提升起到了正向作用，假设1 得到验证，即当企业绿色技术创新专利申请数量越多时，企业创新质量对全要素生产率提高的促进作用就越大。同时，从模型检验结果来看，公司盈利能力、企业成长能力、现金持有水平、公司年龄均对企业全要素生产率存在正向影响。

表2 绿色技术创新对TFP的基础回归结果

3.2 不同股权结构的调节效应分析

3.2.1 引入股权制衡度的绿色技术创新对TFP的回归分析

如表3 所示，模型2 是将股权制衡度这一指标引入模型1，其在LP 法下回归系数为-0.0392，在5%的水平上显著为负；模型3 则在模型2 的基础上引入交互项c_Green*c_DR5，其在LP法下回归系数为0.0044，表明股权制衡度对绿色技术创新和企业全要素生产率的关系具有正向调节作用，且为半调节变量。股权制衡度的提升，使企业各股东相互制衡，这时若有股东做出了对企业不利的决定，其他股东将会及时阻止。另外，各大股东决策积极性及监督意愿性提高，促使创新活动顺利开展，也为企业绩效的提升提供了坚实的保障。所以，当股权制衡度越高时，各股东之间的相互制约有助于增强企业绿色技术创新对于全要素生产率的促进作用，假设2a得到验证。

表3 引入股权制衡度的绿色技术创新对TFP的回归结果

3.2.2 引入股权集中度的绿色技术创新对TFP的回归分析

如表4 所示，模型4 是将股权集中度这一指标引入模型1，其在LP法下回归系数达到0.4176，在1%的水平上显著为正；模型5 则在模型4 的基础上引入交互项c_Green*c_CR1，其在LP法下回归系数为-0.0080，在5%的水平上显著为负，表明股权集中度在绿色技术创新与企业全要素生产率之间具有负向调节作用，且为半调节变量。这可能是因为股权集中度的提高，容易造成中小股东“搭便车”，不愿意为企业付出太多成本，也会失去监督研发活动的热情与动力，从而削弱创新投资的动机。即股权集中的公司会制约股东间的制衡，并抑制内部控制在投资者保护和促进创新绩效上的作用，从而使企业效益下降，影响企业全要素生产率，假设3b得到验证。

表4 引入股权集中度的绿色技术创新对TFP的回归结果

3.3 异质性检验

3.3.1 基于环保投入异质性的分析

环保投入包括污染治理支出、节能减排支出等，企业的环保投入越高，说明环境规制的力度越大。为了检验样本企业有无环保投入是否会对绿色技术创新和全要素生产率之间的关系产生差异性作用，本文进一步将样本企业划分为有环保投入与无环保投入两类，并对其分组回归。结果见表5，有环保投入的企业绿色技术创新对企业全要素生产率的促进作用并不显著，原因可能是环保投入对企业来说是一种特殊的投入，旨在获得经济、社会和生态综合效益，但会增加企业环境治理成本，降低企业的盈利能力。当企业不存在这种特殊投资时，通过绿色技术创新则能够更加高效地发挥资源配置的作用，使企业核心资源不断向竞争优势转化，进而提高全要素生产率，由此可见，无环保投入企业相对于有环保投入企业更需要提高绿色技术创新水平。

表5 环保投入异质性分析结果

3.3.2 基于企业规模异质性的分析

企业规模的差异会影响企业研发活动的开展，从而直接或间接影响企业生产效率。参照申烁等（2022）[18]对于中小企业的划分，同时依据世界通用分类标准，以员工人数300 为界，300 人以上为大规模企业，300 人及以下为小规模企业，并对其分组回归。结果见下页表6，小规模企业绿色技术创新对企业全要素生产率的促进作用并不显著，而大规模企业绿色技术创新估计系数为0.0016，且在5%的水平上显著，说明绿色技术创新能够显著提升大规模企业的TFP。原因可能是绿色技术创新需要投入较高的研发成本，承担较高的运营成本，中小企业往往承担风险能力较弱。与此同时，大规模企业股权制衡度对二者起正向调节作用，股权集中度对二者起到负向调节作用。原因在于当企业规模较大时，企业行动需要涉及多个部门间的协调和合作，决策有效性和决策效率更加重要。多个大股东之间相互制衡，增强研发决策的效率，进而提高公司的经营绩效；而当股权结构过度集中时，一方面大股东从自身利益出发而忽略公司的长远发展，另一方面中小股东存在“搭便车”思想，从而使研发决策的效率下降，最终影响公司的经营绩效。综上所述，规模越大的企业越容易发挥绿色技术创新的“威力”，良好的股权结构也为企业进行绿色技术创新活动提供了保障，合理的股权集中度更有助于建立科学监督机制和维护中小股东权益。

表6 企业规模异质性分析结果

3.4 内生性与稳健性检验

3.4.1 内生性检验

考虑到企业全要素生产率与核心解释变量绿色技术创新之间可能会出现“反向因果”等内生性问题。对此，借鉴张建鹏和陈诗一（2021）[19]的研究，运用两阶段最小二乘法（2SLS），将绿色技术创新界定为内生变量，以其滞后一期值为工具变量估计模型，在一定程度上减轻“反向因果”内生性。工具变量内生性检验K-P LM 统计量和相关性检验K-P F统计量均显著拒绝原假设，表明从统计角度来看，本文选取的工具变量合理。绿色技术创新系数为正，且分别与股权制衡度、股权集中度的交互项系数估计值显著为正向、负向，表明在考虑内生性问题后，绿色创新对全要素生产率有显著正向影响，股权制衡度增强绿色技术创新对企业全要素生产率的促进作用，而股权集中度则抑制这种促进作用，这与前文结论无显著差异，再次验证假设2a和假设3b。

3.4.2 稳健性检验

根据上文的变量选取与度量，接下来将股权制衡度更改为第二至第八大股东的持股比例与第一大股东的持股比例之比（Dr8），股权集中度更换为前五大股东的持股比例之和（CR5），进行稳健性检验。同样可以发现，绿色创新对全要素生产率有显著正向影响，股权制衡度增强绿色技术创新对企业全要素生产率的促进作用，股权集中度抑制绿色技术创新对企业全要素生产率的促进作用，这与前文结论无显著差异，说明前文的实证结论是稳健的。

4 结论

本文选取2010—2020 年沪深A 股重污染类上市企业数据，考察企业绿色技术创新在提高全要素生产率中的作用。同时将股权结构进一步分为股权制衡、股权集中，深入分析其调节效应，结果发现：（1）绿色技术创新显著促进了重污染类企业的全要素生产率，其促进效应归因于环境成本下降、融资能力提高、企业效益增加。重污染企业在绿色技术创新中具有直接应用和直接联系用户的双重角色，这类企业要在战略理念上及早转型，绿色发展应从“被动”转向“主动”。（2）股权制衡可以强化绿色技术创新的促进效应，而股权集中将弱化绿色技术创新的促进效应，“一股独大”存在时很难监管和约束控股股东行为，内部控制也极易形同虚设。（3）在无环保投入、大规模企业中绿色技术创新促进效应及股权结构调节作用更显著。大规模类重污染企业可以提高股权制衡度、降低股权集中度，以便更合理有效地进行研发投入决策。而无环保投入类重污染企业更需重视股权结构的合理性，从而在一定程度上规避环境保护带来的成本增加风险，强化绿色技术创新的促进效应。