农业上市公司绿色创新与企业绩效关系研究

陈瑾瑜 刘永洁

(西南科技大学经济管理学院，四川 绵阳 621010)

引言

当前经济发展面临着环境污染带来的诸多挑战，首当其冲的便是农业行业。传统农业对环境变化非常敏感，同时农业面源污染又是环境污染的重要来源。因此，推行如生态农业、绿色农业等农业与环境共同发展的方法减少环境污染，增强对环境变化的抵御能力，可以带来多种共同效益。党的二十大报告提出，推动绿色发展，加快发展方式绿色转型，深入推进环境污染防治，促进人与自然和谐共生。农业是事关国计民生的支柱性产业，农业的发展对整个国家和社会来说都尤为重要。中央一号文件多次提出，要加强现代农业设施建设，推进农业绿色发展，加强农业面源污染综合治理，建设国家农业绿色发展先行区等政策意见。充分说明了党和国家关于推行农业绿色、可持续发展的决心以及现代绿色农业的重要地位。现代绿色农业兼具经济性和生态性，技术创新是现代农业发展的基础，生态友好型技术(绿色创新)是现代绿色农业的基石[1]。企业是技术研发和利用的重要主体，绿色创新具有研发投入大、研究周期长和开发风险高等特点，此外农业绿色创新还具有较强的公益属性，因此农业绿色创新面临着主体动力欠缺的困境[2]。绿色创新通常不能在短期内带来企业绩效的明显提升，许多管理者无法判断其在研发中投入的大量资金和技术能否通过减少生产成本、环保处罚和提高生产效率等方式弥补环保支出的成本，所以进行绿色创新的积极性不足。农业上市公司是农业规模化经营的重要经营主体，研究农业上市公司绿色创新对企业绩效的影响，明确绿色创新的经济后果，有利于提高企业进行绿色创新的积极性，从而促进现代农业绿色发展和规模化经营。

1 文献综述

经济的传统高速发展，导致环境问题频发，绿色创新成为环境友好型和资源节约型社会发展的重要动力，也是企业实现可持续发展的重要途径。早在1995年Hart就指出，必须转变经济发展的方式避免对环境造成不可逆转的破坏，并且提出污染预防比污染治理更加可取，更具有经济和环境效益。人民群众对美好生态环境的需求和政府对环境问题的重视，使绿色创新逐渐成为研究的热点。绿色创新可以被视为与绿色产品或生产工艺、营销技术、组织结构和管理系统或技术相关的创新的一个子类，这些产品或过程不仅可以改善环境绩效，而且可以提高创新者的经济绩效[3]。目前关于绿色创新的研究主要分为绿色创新的影响因素和绿色创新的作用2个部分，学者基于不同的理论和研究视角取得了丰富的研究成果。关于绿色创新后果的研究，主要集中在环境绩效和财务绩效的关系上，目前没有形成统一的结论。

Hart提出的自然资源为基础的企业观(NRBV)认为污染预防、产品管理、清洁技术和金字塔底部这4种NRBV资源对企业实现可持续发展，增强企业竞争力和开发潜在市场具有深远的影响和积极作用[4]。Fanasch以1994—2017年1572家德国酒庄为样本，研究发现，企业声誉和生态认证对企业绩效具有显著的正向影响，企业环境绩效和财务绩效之间并不是此消彼长的关系，高环境绩效可以树立良好的企业形象，获得社会声誉优势，提高企业产品和服务的竞争力，从而提升企业的财务绩效。企业通过采取主动的环境战略可以获得低成本优势和差异化优势，进行绿色创新可以提高企业的财务绩效。曹翠珍和赵国浩基于资源基础观视角，以我国资源型企业为样本，研究发现绿色创新对企业竞争优势存在显著正向影响。解学梅等以合法性理论为研究框架，发现在中国重污染制造业企业中，绿色产品创新显著促进了企业财务绩效的提升，而绿色工艺创新更能提高企业的环境绩效[5]。通过问卷调查，解学梅等研究实证了在我国长三角地区的制造业企业中，绿色创新对企业绩效具有显著的正向影响，并且在绿色供应链管理对企业绩效正向影响中发挥了中介作用。赵树宽等以中国A股上市公司2010—2019年的数据为样本进行研究，实证了绿色创新与企业绩效之间的显著正向关系[6]。

传统的观点认为，环保标准提高会增加的企业治污成本，加重企业的负担。环保投入、绿色创新等行为会对企业财务绩效尤其是短期内的财务绩效产生显著的抑制作用。由于对绿色创新技术的低效率转化和无效利用，进行绿色创新的能源企业中81%的能源企业绿色创新对企业绩效的影响不显著，或者对企业绩效具有抑制作用。面对环境监管和市场压力，管理者容易引发绿色形式主义和短视行为，加剧绿色创新的泡沫，抑制了环境绩效和经济绩效的提高[7]。叶陈毅等认为，绿色创新和企业绩效之间并不是简单的线性关系，而是倒U型关系，只有到达门槛值，绿色创新对企业绩效的影响才能由抑制作用转为正向影响。

关于绿色创新与企业绩效之间的关系，学者已经取得了丰富的研究成果，但是大多数学者均以制造业公司为研究样本，缺乏对我国农业行业的研究。农业是我国的第一产业，农业面源污染更是污染防治的重点领域。绿色农业是我国绿色经济的重要内容，现代农业的绿色转型也是我国产业绿色转型实现可持续发展的基础。目前，国内对绿色农业的研究主要围绕在绿色农业的概念，发展历程现状和前景，国外评价体系和发展方式介绍，存在的问题与对策等定性分析，理论分析和政策建议上。少部分学者展开了对农业企业实践层面的定量研究，但是多以案例研究、问卷调查为主，绿色创新是一个相对动态的过程，基于企业实践层面中长期的面板数据的研究是很有必要的。

2 理论基础与研究假设

2.1 绿色创新与企业绩效

绿色创新是创新的一个分支，在实现技术进步过程中，减少或者避免对生态环境的污染与破坏，强调环境效益和经济效益的双向奔赴。自然资源基础理论(NRBV)为企业进行绿色创新提供了有利的理论支撑，企业要想实现可持续发展，不仅要关注财务绩效，更应该注重提升环境绩效。环境污染具有负外部性，与其他行业相比，农业行业的绿色创新具有明显的公共品属性，政府需要制定严格的环境规则政策来约束农业企业的污染行为和激励绿色创新行为。绿色创新可以降低企业生产行为中污染物的排放，使其到达监管的要求，从而避免环保处罚，降低合规成本，甚至优先获得政府的环保补助和绿色补贴从而弥补绿色创新初期的投入[8]。企业进行绿色创新，提高生产工艺的环境绩效可以获得可持续发展优势，提高资源的使用效率从而降低生产成本获得低成本优势，研发绿色生态友好型产品可以获得产品差异化优势等，进而促进企业绩效的提高。

综上，绿色创新可以通过降低企业合规成本、生产成本，提高产品竞争力等提高企业绩效水平。据此，提出如下假设。H1：绿色创新对企业绩效具有积极影响。

2.2 绿色创新质量的中介作用

绿色创新的宗旨是实现人与自然的和谐共生，实现经济发展和环境保护相辅相成。以往的研究在探讨绿色创新与企业绩效的关系时，往往聚焦于绿色创新“量”的研究，忽视了绿色创新“质”的影响。以技术进步为导向的高质量创新才是企业价值的源泉，而片面追求专利数量增加的策略性行为，不但无法增加企业长期价值，还会导致社会资源配置效率的低下[9]。绿色创新的“质”是决定绿色创新与企业绩效关系的关键因素，已有的研究表明，高质量的绿色创新成果对企业绩效具有显著的正向影响，一项高质量的绿色创新成果要大于多项低质量绿色创新成果带来的经济效益和环境效益[10]。高质量的绿色创新能够树立良好的企业形象，提升品牌价值，可以赢得消费者的信任从而促进企业绩效的提升，同时也可以激发企业的持续创新行为增强企业可持续发展绩效[11]。企业必须创造有价值和独特的资源，才能获得竞争优势以实现可持续发展和长期的成功，所以企业的绿色创新活动能否显著提升企业绩效，关键在绿色创新成果质量的高低[12]。技术创新是资源要素的高效组合，企业进行绿色创新活动，通过整合企业内外部与绿色创新相关的资源，提高研发人员的专业性和积极性，可以对绿色创新质量产生差异化影响。绿色创新成果的质量关系着资源的使用效率和产品的竞争力，从而对企业绩效产生影响。

综上所述，企业绿色创新行为可以影响绿色创新质量和企业绩效，绿色创新质量是影响企业创新绩效和经济绩效的关键因素。由此，提出以下假设。H2：绿色创新质量在绿色创新与企业绩效关系之间发挥中介效应。

综上，本文构建的理论模型如图1所示。

图1 理论概念模型

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文选取申银万国行业分类标准2021修订版中的农林牧渔类的上市公司2010—2021年的数据为研究样本。在此基础上，剔除ST和*ST公司、财务数据和绿色创新数据缺失的公司，共得到了873个观测值。为了避免数据中极端值对研究结果的影响，对所有连续变量进行了1%和99%分位点上的缩尾处理。财务数据来源于CSMAR数据库，绿色创新数据来源于CNRDS数据库，ESG评级数据来自WIND数据库中第三方独立评级的华证ESG评级结果，华证ESG评级从高到低AAA-C九档评级，赋予9～1分。

3.2 变量的界定

3.2.1 被解释变量

总资产报酬率ROA是衡量组织财务效率和盈利能力最常见的指标之一。考虑到数据的可得性和客观性以及农业企业的特点，采用ROA作为企业绩效的衡量标准。

3.2.2 解释变量

专利通常是创新活动最具代表性的成果之一，本文参照黎文靖等、徐佳等、赵树宽等学者的研究，采取企业当年申请的绿色专利数量作为衡量绿色创新的指标，为了避免0值的影响，对观测期内每年申请的绿色专利数量+1再取对数。为了结果的稳健性，本文采用绿色发明专利申请数量+1取对数作为稳健性检验中绿色创新的衡量指标。

3.2.3 中介变量

本文借鉴Nie，Gong等的研究，采用绿色发明专利申请数量占总绿色专利申请数量的比率作为绿色创新质量的衡量标准。

3.2.4 控制变量

为了避免其他变量对研究结论的影响，参照解学梅等、赵树宽等学者的研究，将ESG评分、资产负债率、企业规模、企业成长性、销售利润率、销售利润增长率、独立董事比率、股权集中度、股权性质等变量作为控制变量。

各变量的测度方法如表1所示。

表1 变量定义表

3.3 模型设计

为了检验前文的假设，构建多元回归模型1、模型2，分别如式(1)、式(2)所示。

ROAi，t=α0+β1LnGii，t+βnControlsi，t+εit

(1)

LnGiqi，t=α0+β1LnGii，t+βnControlsi，t+εit

(2)

式中，ROA表示企业绩效；LnGi表示绿色创新；Controls表示控制变量；LnGiq表示绿色创新质量；α0表示截距项；i表示企业；t表示年份；ε表示随机误差项。

本文借鉴江艇[13]提出的中介效应检验方法，因为已有的研究证明绿色创新质量对企业绩效具有显著的促进作用，所以采用两步法检验绿色创新质量是否在绿色创新与企业绩效之间存在中介效应。模型1用来检验假设H1，如果模型1中β1显著为正，则说明绿色创新对企业绩效具有明显的促进作用，假设H1成立。用模型1、模型2来检验H2，如果模型2中β1显著，则说明绿色创新质量具有中介作用，假设H2成立。

4 实证研究

4.1 描述性统计和相关性分析

由表2可知，农业上市公司企业绩效均值为0.03，中位数为0.033，表明研究期间样本企业平均盈利能力较好，最小值为-0.265，最大值为0.226，标准差为0.068，整体差异可以接受，但部分企业盈利能力不容乐观；农业上市公司绿色专利申请量均值为1.909，标准差为4.917，中位数为0，说明研究期间农业上公司绿色创新成果整体较低，有50%的观测值没有进行绿色创新，最大值为46，说明绿色创新成果差异较大；在观测期间企业的绿色创新成果中，约有74.942%的绿色专利为绿色发明专利，说明绿色创新质量较高；企业ESG评级均值为3.846，中位数为4(B级)，最大值为7(A级)，说明整体ESG评级较低；SOE的均值为0.174，在研究样本中有17.4%的国有企业；企业规模SIZE最小值为20.27，最大值为24.91，说明所选取的农业企业资本规模差距不大。

变量的Pearson相关性分析结果如表3所示。绿色创新与企业绩效之间呈现显著正相关关系(β=0.146，P<0.01)，绿色创新质量与企业绩效之间呈显著正相关关系(β=0.091，P<0.01)，绿色创新与绿色创新质量之前呈现显著的正相关关系(β=0.619，P<0.01)，初步证明了本文的研究假设。各变量方差膨胀因子检验结果中，VIF平均值为1.29，最大值为1.88，远小于临界值10，说明不存在严重的多重共线性问题。

表2 变量的描述性统计表

4.2 回归分析

为了控制潜在的异方差问题，本文使用OLS+企业层面的聚类稳健标准误，进行多元回归。

绿色创新对企业绩效具有促进作用。如表4所示，模型(0)中绿色创新与企业绩效具有显著的正相关关系(β=0.009，P<0.001)，模型(1)在模型(0)的基础上，加入了控制变量，检验结果表明绿色创新与企业绩效之间仍然存在显著的正相关关系(β=0.005，P<0.001)，说明企业进行绿色创新活动有利于提升企业绩效，假设H1得到进一步验证。此外，在农业上市公司中企业资本结构(LEV)与企业绩效显著负相关(β=-0.057，P<0.001)；股权集中度(TOP10)、盈利能力(SPR)和企业成长能力(GROW)与企业绩效显著正相关。

绿色创新质量的中介作用。由表4模型(2)可知，绿色创新对绿色创新质量具有显著的提升作用(β=0.218，P<0.001)，企业进行绿色创新活动通过提高绿色创新质量可以实现企业绩效高水平发展，绿色创新质量的中介效应成立，假设H2得到步验证。此外，在农业上市公司中资本结构(LEV)与企业绩效显著负相关(β=-0.264，P<0.001)说明企业进行绿色创新活动一定程度上受到资本结构的影响，负债比率越高，对绿色创新活动的抑制作用越明显。企业进行绿色创新可能面临着一定的融资约束，可用资源对绿色创新质量存在影响。

表3 变量的相关性分析结果

表4 回归分析结果

4.3 产权异质性影响

国有企业和非国有企业存在着治理模式、政府监管、战略目标、资源禀赋和决策部署等方面的差异，绿色创新对企业绩效的影响可能会有所差异。所以产权异质性检验是很有必要的。

国有企业具有突出的政治属性，是国家政策制定、执行和监管的主要对象，随着国家对环境保护的重视，绿色发展逐渐成为国有企业的政策性任务。由于国家政策和社会资源的倾斜，公众认为国有农业企业进行绿色创新，减少对环境的污染与破坏是理所应当的，是与生俱来的责任与义务，对其社会责任的承担敏感性较低，所以国有农业上市公司绿色创新对企业绩效虽然有正向影响，但并不显著。民营企业由于各方面的资源约束和营利性，为了降低污染治理成本和减少环保处罚，会加大绿色创新力度，注重提高创新的质量和绿色创新效率，实现突破性的技术创新，从而提高企业的绿色竞争力和可持续发展能力。民营企业积极进行绿色创新承担社会责任，有利于提高利益相关者对企业的认同感，树立良好的品牌形象，有利于增强企业的市场竞争力，促进企业绩效的提升。所以在表5产权异质性回归分析结果中可以看出，民营企业绿色创新对企业绩效具有显著的促进作用(β=0.006，P<0.001)。

4.4 内生性检验

为了解决本文的研究结论可能是由于企业绩效本身较好的农业上市公司更倾向于进行绿色创新活动所导致的内生性问题，即反向因果关系。本文将解释变量和部分控制变量采用滞后两期即t-2期的数据，被解释变量采用t期的数据进行回归。回归结果如表6所示，绿色创新(L2.LnGi)对企业绩效仍然具有显著的正向影响(β=0.003，P<0.05)。

表5 产权异质性回归分析结果

4.5 稳健性检验

通过更换核心解释变量衡量标准来进行稳健性检验。根据黎文靖、郑曼妮的研究，发明专利的含金量、技术复杂程度和研发投入更高，本文选取绿色发明专利申请数+1取自然对数(LnGiP)来衡量绿色创新指标替代原有的使用绿色专利申请数量+1取自然对数(LnGi)的衡量标准。不仅可以检验绿色创新是否对企业绩效具有促进作用，也可以检验绿色创新质量是否具有中介效应。结果如表6所示，绿色创新(LnGiP)对企业绩效具有显著的促进作用(β=0.007，P<0.01)，证明了本研究结论具有稳健性。

5 研究结论与启示

本文以2010—2021年中国A股上市农业公司为样本，检验了绿色创新与企业绩效之间的正相关关系，分析了绿色创新质量对二者关系的中介效应。研究结论：绿色创新与企业绩效之间存在显著的正相关关系，企业绿色创新成果越丰富，对企业绩效提升越明显；绿色创新质量在绿色创新与企业绩效之间起中介作用，企业高质量的绿色创新成果，可以促进企业绩效的高水平发展；与国有企业相比，民营企业绿色创新对企业绩效的正面影响更显著，企业必须把绿色创新放进改善整个生产流程中，才能获得绿色创新带来的经济和环境效益。

表6 内生性、稳健性回归分析结果

本文的研究结论将对实现我国现代农业绿色转型和农业企业可持续发展提供如下启示。

政府应该营造良好的绿色创新氛围。构建完善的创新保障和成果转化机制。降低企业绿色创新的风险和成本，健全农业绿色创新知识产权保护制度，保护绿色创新成果加大侵权处罚力度；在农业知识产权审批过程中，加入“绿色审查”，增强农业绿色创新成果的生态价值；搭建专业化公共服务平台，促进成熟适用绿色技术、绿色品种的示范、推广和应用，助力实现绿色创新成果环境效应和经济收益的最大化[14]。构建科学的绿色创新激励机制。强化对农业绿色创新的财政激励，缓解农业企业进行绿色创新的资源制约，鼓励涉农企业积极进行绿色创新。建立绿色农业生态补偿机制。农业绿色创新具有很强的正外部性，对企业实现的环境贡献进行经济补偿，有利于提高企业的绿色创新动力，实现经济效益和环境效益的双赢。发挥市场的激励作用。政府要用好市场化干预政策，做好绿色产品市场的消费引导和兜底。提高人民群众的生态环保意识，引导社会绿色投资，释放绿色技术市场需求空间，促进绿色产品消费[15]。

企业应该提高绿色创新的效率。树立绿色创新意识和长远的战略眼光。积极推进绿色创新，要注重质量和数量双重提升，实现生产和生态双重改善。加强农业绿色创新人才的培养和储备。高质量的绿色创新成果才能促进农业绿色科技的提升，提高农业绿色生产力，实现企业的可持续发展。发挥科研机构和农业高校聚合优势，建立企业自主创新加产学研合作的绿色农业科研体系，提高农业绿色创新成果转化率和企业绿色创新质量。密切关注市场动态。企业应该根据市场需求动态调整绿色创新策略，保持技术领先优势，提高绿色产品的市场竞争力，促进企业可持续发展。