摘要:混合所有制改革对国有企业技术创新的影响。现有研究主要基于国有企业经济效益视角,探讨非国有资本参与对国有企业技术创新的影响。目前鲜有学者探讨混合所有制改革对国有企业绿色技术创新的影响以及外部治理环境在其中所发挥的调节作用。本文从绿色创新发展视角出发,以2013-2019年中国沪深A股国有上市公司为初始研究样本,实证检验非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的促进作用,并分析非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的异质性影响。
关键词:国有企业;混合所有制改革;绿色技术创新
一、引言与文献综述
企业绿色技术创新水平影响因素。绿色技术创新是指根据可持续发展理念,实现降低生产成本与保护生态环境总效用最大化的技术创新。现有研究普遍认为,企业绿色技术创新水平受内部股权结构与外部治理环境等多种因素的影响,同时这些因素的联合作用与企业绿色研发活动也具有显著关联。García-Sánchez等(2020)的研究表明,互相制衡的股权结构有利于抑制短期投资者对企业绿色技术创新的负面效应;王锋正等(2018)研究发现,环境规制与企业绿色工艺创新显著正相关;但王旭和王兰(2020)的研究表明,大股东的私利攫取行为会削弱政府补贴对企业绿色创新的驱动效应。上述研究均停留在大小股东持股比例比较等数量层面,未考虑不同所有制类型股权及其制衡效应对企业绿色创新的异质性影响,针对外部治理环境与内部多元股权融合对企业绿色创新联合效应的研究也较匮乏。
混合所有制改革对国有企业技术创新的影响。现有研究主要基于国有企业经济效益视角,探讨非国有资本参与对国有企业技术创新的影响。部分学者认为,混合所有制改革可以促进国有企业创新效率提升,进而提高国有企业价值(朱磊,陈曦,王春燕,2019;许为宾,周莉莉,陈梦媛,2019)。但国有企业控制权转移表现出“堑壕效应”,不利于国有企业技术研发(尹美群等,2020)。同时,不同所有制类型股权参与对国有企业创新水平的影响存在较大差异,民营股东和外资股东有利于提高企业创新投入,而集体股东对国有企业创新决策未表现出显著影响(朱磊等,2019)。与一般性技术创新相比,绿色技术创新独特的环境与知识双重溢出效应导致企业承担环境技术研发全部成本与失败风险,却难以获得研发成功后的全部收益。
目前鲜有学者探讨混合所有制改革对国有企业绿色技术创新的影响以及外部治理环境在其中所发挥的调节作用。鉴于此,本文分析非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的作用机理以及外部治理环境的调节效应,可丰富国有企业混合所有制改革非经济性后果研究,为混合所有制改革促进国有企业可持续发展提供经验证据。
本研究的边际贡献主要有:第一,丰富了国有企业混合所有制改革非经济后果研究。现有研究主要探讨混合所有制改革对国有企业经济效益的影响,本文从绿色创新发展视角出发,实证检验非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的促进作用,结合分层分类推进混合所有制改革的政策背景,分析不同隶属层级与功能定位下非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的异质性影响;第二,以往研究多基于单一视角考察混合所有制改革对企业绩效的影响,本文结合外部性理论和制度理论,考察外部治理环境与混合所有制改革对企业绿色技术创新的联合作用,表明完善制度环境的监督治理功能可以更加充分地发挥股权混合优势,为加强配套制度建设、促进混合所有制企业可持续发展提供了经验证据。
二、理论机制
绿色技术创新兼具技术研发与环境保护的双重特征,既有利于国有企业通过环境技术研发实现生产产品绿色迭代升级,在市场竞争中建立绿色技术壁垒、获取长期竞争优势,也有利于降低国有企业履行环境责任的机会成本,实现经济效益与社会效益有机统一。但绿色技术创新比一般性创新存在更高的研发风险,需要更多知识资源整合与资金支持,且绿色创新的显著外部性特征也会降低企业进行绿色技术创新的意愿(王锋正,姜涛,郭晓川,2018)。相关研究结果表明,混合所有制改革整体上可以促进国有企业创新水平提升,但非国有股东参与对于绿色技术创新表现出两方面的影响。
2.1非国有股东参与对国有企业绿色技术创新的协同促进效应。
首先,国有企业政治属性可以保护绿色创新知识产权,缓解企业进行环境技术研发的外部溢出损失,从而提高非国有股东绿色研发意愿。王锋正等(2018)认为,公共产品属性会削弱企业绿色创新动力,而健全的知识产权保护机制则可以激励企业增加绿色创新投入。国有企业由于政治关联等天然属性,具有较高的知识产权保护水平。而外部性缓解有助于增强非国有股东参与绿色研发的意愿,借助国有企业良好的产权保护平台,通过积极的绿色技术研发建立市场竞争优势;其次,不同股权相互融合有利于发挥各类所有制资本优势,异质性股权带来的外部优质知识对于提高国有企业绿色技术能力至关重要。马荣康和王艺棠(2020)认为,新颖、多样的知识组合能够显著促进高质量专利的形成;Horbach(2013)等发现,外部知识信息与内部技术储备重组可以有效提高企业环境技术研发能力。外资股东、机构投资者等非国有股东参与有利于以国有企业为平台,充分汇聚异质性技术资源和多样化人才,利用国有企业低融资成本和高风险承担水平等优势,重组吸收非国有股权带来的优质外部信息,将其转化为绿色创新产出,从而形成协同创新合力,促进国有企业绿色技术创新水平提升。此外,Amore&Bennedsen(2016)认为,治理质量更高的企业拥有更多绿色专利产出,而非国有股东参与有利于改善国有企业治理水平。多元股权的充分融合可以缓解国有企业“所有者缺位”等治理问题,抑制内部人合谋等私利行为;而外资股东丰富的管理经验、机构投资者的专业知识则能够有效帮助管理层作出科学决策,改善企业治理质量,最终提高国有企业绿色技术创新水平。
2.2非国有股东参与对国有企业绿色技术创新的自利抑制效应。
首先,财富转移观认为,民营股东往往追求私有收益最大化,且倾向于通过牺牲社会效益追求更高的短期业绩。Takalo(2021)等认为,绿色技术创新具有知识研发溢出和环境溢出的双重外部性特征,企业承担着较高的研发失败风险,且投入大量创新资源开展对社会环境有益的绿色创新活动却不能获得全部收益;其次,绿色创新活动对生态环境的贡献和长期竞争优势的积累在短期内难以转化为经济效益,企业绿色创新成本难以得到充分补偿(王迅,王兰,2020),使得逐利性更高的非国有股东进行绿色创新的意愿不足;最后,国有企业原有市场优势地位削弱了非国有股东通过绿色技术创新获取环境竞争优势的动力,对国有企业绿色研发决策形成一定抑制。
三、研究设计
3.1模型设定
参考尹美群和高晨倍(2020)的研究,本文以面板Tobit模型检验非国有股东参与对国有企业绿色创新水平的影响,并考虑到创新专利的滞后性,对所有解释变量滞后一期处理,构建如下回归模型:
GreenInnovt = α0 +α1MO_Mixt-1+αjControlst-1+Year+Ind +ε ①
GreenInnovt = α0 +α1MO_Forect-1+αjControlst-1+Year+Ind +ε ②
GreenInnovt = α0 +α1MO_Instt-1+αjControlst-1+Year+Ind +ε ③
在上述模型中,因变量GreenInnov用于衡量国有企业绿色技术创新水平,解释变量分别为滞后一期的股权融合度(MO_Mix)、是否具有外资股东(MO_Forec)以及是否具有机构投资者(MO_Inst),Controls代表系列控制变量的集合。其中,模型①用以检验股权融合度对国有企业绿色技术创新水平的影响,模型②和模型③分别从外资股东与机构投资者层面检验股权异质性与国有企业绿色技术创新水平的关系。
3.2变量说明
被解释变量:绿色技术创新(GreenInnov)。基于python爬虫在国家专利局网站爬取的绿色专利申请数量,分别使用国有企业绿色专利申请总量加1的自然对数(GPapply)、绿色发明专利申请量加1的自然对数(GIPapply)衡量国有企业绿色技术创新水平。
解释变量:非国有股东参与(MO)。借鉴学者杨兴全等(2018)和朱磊等(2019)的研究,本文从股权融合度与股权异质性两个维度考察非国有股东参与。首先,依据上市公司年报中的前十大股东数据,确定国有股东与非国有股东比例,计算股东融合度(MO_Mix);其次,逐一确定前十大股东的性质和持股比例,将异质性股东划分为国有股东、自然人或家族、外资股东、民营企业、机构投资者等类别。不同于朱磊等(2019)在研究中将异质性股权全部纳入考量,本文借鉴贾军(2015)和Kim等(2020)的研究,选取对绿色创新具有重要影响的外资股东参与(MO_Forec)及机构投资者参与(MO_Inst)考察股权异质性,检验二者在混合所有制背景下对国有企业绿色技术创新水平的影响。
控制变量。为充分考察绿色技术创新影响因素,参考王晓祺等(2020)和赵莉(2020)等的研究,分别从公司特征、董事会治理和外部环境等方面选取控制变量,并控制年度行业固定效应。
3.3数据来源
本文使用2013-2019年中国沪深A股国有上市公司作为初始研究样本,进行如下处理:①剔除保险业、金融业公司样本;②剔除ST、*ST和PT类等财务运作不稳定的公司样本;③剔除研究范围内关键数据缺失或存在其它异常值的公司样本,最终得到公司-年度样本。此外,为避免极端值对研究结果的影响,本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。
绿色专利申请信息依据世界知识产权组织(WIPO)发布的《国际专利分类绿色清单》和绿色专利IPC分类号,利用python爬虫从国家知识产权局官网爬取整理国有企业上市公司绿色专利条目。国有上市公司识别与筛选过程参考朱磊(2019)和卢建词(2018)等的做法,首先从CSMAR数据库中获取上市公司实际控制人文件;其次,依据企业实际控制人性质,收集国有企业上市公司样本,并根据实际控制人隶属层级区分中央国有企业与地方国有企业。非国有股东参与及股东性质依据上市公司年报和天眼查等方式手工整理获取,国有企业历年环保补贴依据政府补助附注中与环境有关的补助明细确定,其它财务数据均来源于CSMAR数据库。数据描述性统计如表1。
表一 变量的描述性统计
VarName | Obs | Mean | SD | Min | Median | Max |
GPapply | 20848 | 0.845 | 18.547 | 0.000 | 0.000 | 1532.000 |
GIPapply | 20848 | 0.538 | 11.748 | 0.000 | 0.000 | 974.000 |
MO_Mix | 20451 | 0.129 | 0.214 | 0.000 | 0.033 | 1.000 |
MO_Forec | 20848 | 0.285 | 0.451 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
MO_Inst | 20848 | 0.962 | 0.191 | 0.000 | 1.000 | 1.000 |
Size | 20808 | 22.209 | 1.540 | 15.577 | 21.995 | 31.036 |
Lev | 20808 | 0.430 | 0.315 | -0.195 | 0.411 | 31.467 |
Roa | 20808 | 0.033 | 0.764 | -6.751 | 0.023 | 108.366 |
Cash | 16477 | 19.252 | 1.784 | 10.506 | 19.144 | 27.755 |
Growth | 20808 | 0.919 | 2.779 | -3.235 | 0.893 | 343.032 |
Dual | 20848 | 0.331 | 0.470 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Nstaff | 20808 | 6586.830 | 25219.148 | 0.000 | 1938.000 | 5.44e+05 |
四、实证分析
4.1基准回归及其稳健性检验
4.1.1基准回归
参照上文模型1对收集得来的数据进行回归估计,回归结果如表二所示。其中第一列为基准模型不包含控制变量的结果,第二列为加入所以控制变量的回归结果,第三列为固定时间效应的结果。三者结果均表明非国有股权参与对国有企业绿色技术创新具有促进作用。具体来说,根据第一列的结果,从国有企业绿色发明专利的变化情况来看,在没有控制变量的基础上,股权融合度对国有企业绿色创新的作用强度为1.934,且在1%水平下显著;而第二列表明在加入了控制变量后,该作用进一步上升,且拟合程度有所提升;第三列在固定时间效应后,股权融合度对国有企业绿色创新的作用强度进一步提升,然而显著性有所下降,但仍在5%水平下显著为正。这表明以国有企业绿色发明专利授权数衡量的国有企业绿色创新得到了股权融合度提升所带来的正向促进作用。
4.1.2稳健性检验
(1)更换变量检验。本文因变量为国有企业绿色发明专利申请量,基于此将因变量替换为总体绿色发明专利申请量对模型1重新进行检验。回归结果见表二第4列。相较于第三列的结果,可以看出股权融合度的系数进一步提升。与本文研究结论一致。
(2)将股权融合度滞后。股权融合需要一定的消化时间,因此本文在滞后一期的基础上再滞后一期。回归结果见表二第五列。相较于第三列的结果,可以看出股权融合度的系数进一步提升,且任然显著为正,进一步证实了本文结论。
表二 基准回归与稳健性检验
基准回归 | 稳健性检验 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
GPapply | GPapply | GPapply | GIPapply | GPapply | |
L.MO_Mix | 2.980*** | 3.127*** | 5.148** | 3.576** | |
(0.829) | (1.020) | (2.615) | (1.663) | ||
L2.MO_Mix | 5.873** | ||||
(2.953) | |||||
s | 0.558** | 0.365*** | 0.305*** | 0.420*** | |
(0.258) | (0.123) | (0.094) | (0.144) | ||
c | 0.091 | 0.576*** | 0.319*** | 0.670*** | |
(0.142) | (0.159) | (0.093) | (0.195) | ||
Lev | -1.440 | -0.940* | -0.807** | -1.148* | |
(1.229) | (0.515) | (0.361) | (0.635) | ||
Roa | -0.884 | 1.171 | 0.799 | 0.724 | |
(1.918) | (1.769) | (1.017) | (1.692) | ||
Cash | -0.000** | -0.000*** | -0.000*** | -0.000*** | |
(0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | ||
Growth | 0.000 | 0.007 | 0.005 | 0.006 | |
(0.040) | (0.017) | (0.011) | (0.016) | ||
Dual | 0.189 | -0.082 | -0.120 | -0.032 | |
(0.350) | (0.428) | (0.256) | (0.535) | ||
Nstaff | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | |
(0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | ||
_cons | 0.486 | -13.528*** | -18.986*** | -12.693*** | -22.128*** |
(0.298) | (4.603) | (3.523) | (2.457) | (4.502) | |
N | 16842 | 13383 | 13383 | 13383 | 10780 |
R2 | 0.006 | 0.018 | 0.018 | 0.018 | 0.020 |
注:括号内为聚类稳健标准误,*、**、*** 分别为在 10%、5%、1%的水平上显著,下表同
4.2异质性检验
基于上文模型2,3进行异质性检验,分别从外资参与与机构参与角度考察外资股权融合与机构股权融合对绿色创新的不同影响。
1外资参与异质性。外资对绿色技术创新的影响在学术上可以大致分为“污染光环”学说与“污染避难所”学说。从表三的第一二列结果可以看出,外资股权融合度对绿色专利申请量均具备显著的正向促进作用,且对国有企业绿色专利申请量的促进作用大于整体绿色专利申请量的促进作用,这是因为外资股东具有相对成熟的清洁环保工艺和较为强大的资本积累,可以帮助国有企业提高环境研发实力。
2机构参与异质性。机构参与会给企业带来大量资金,提升企业的研发投入强度从而提升企业的绿色创新能力。然而从表三的最后两列结果可以看出,机构参与会对企业绿色技术创新产生显著的负向作用,这表明不同所有制资本的资源禀赋、价值取向存在较大差异,国内机构投资者参与虽然有利于改善国有企业治理,但是机构投资者类型较多、投资视野和价值取向存在一定差异,并且国内的机构投资者目标多集中于资本市场上的套利行为,因而导致其对国内企业绿色创新产生显著的负向作用。
表三 异质性检验
外资参与 | 机构参与 | |||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
GIPapply | GPapply | GIPapply | GPapply | |
L.MO_Forec | 0.453** | 0.943*** | ||
(0.218) | (0.325) | |||
L.MO_Inst | -0.641*** | -0.936*** | ||
(0.151) | (0.219) | |||
s | 0.363*** | 0.434*** | 0.416*** | 0.525*** |
(0.095) | (0.134) | (0.103) | (0.144) | |
c | 0.303*** | 0.541*** | 0.317*** | 0.572*** |
(0.088) | (0.149) | (0.092) | (0.156) | |
Lev | -0.292 | -0.135 | -0.455 | -0.433 |
(0.307) | (0.436) | (0.309) | (0.432) | |
Roa | 1.027 | 1.464 | 0.908 | 1.332 |
(0.926) | (1.624) | (0.940) | (1.659) | |
Cash | -0.000*** | -0.000*** | -0.000*** | -0.000*** |
(0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | |
Growth | 0.004 | 0.005 | 0.004 | 0.005 |
(0.010) | (0.014) | (0.010) | (0.016) | |
Dual | -0.080 | -0.029 | -0.080 | -0.026 |
(0.241) | (0.402) | (0.241) | (0.402) | |
Nstaff | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** |
(0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | |
_cons | -13.568*** | -19.788*** | -14.202*** | -21.132*** |
(2.746) | (4.027) | (2.901) | (4.339) | |
N | 13616 | 13616 | 13616 | 13616 |
R2 | 0.016 | 0.016 | 0.016 | 0.016 |
五、结论与政策建议
本文基于混合所有制改革背景,实证检验非国有股权参与对企业绿色技术创新的影响。结果发现:① 非国有股权参与有效提升了国有企业企业绿色技术创新水平,多种所有制股权的充分融合显著促进国有企业企业绿色技术创新;② 外资股东参与有利于推动国有企业环境技术研发,但机构投资者参与表现出显著负相关性;③充分激励非国有股权绿色技术创新、提升信息透明度、抑制民营股东的短视化自利行为均有利于发挥国有企业混合所有制改革对绿色技术创新的协同促进作用。
本研究的边际贡献主要有:丰富了国有企业混合所有制改革非经济后果研究。现有研究主要探讨混合所有制改革对国有企业经济效益的影响,本文从绿色创新发展视角出发,实证检验非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的促进作用,并分析非国有股权参与对国有企业绿色技术创新的异质性影响。
基于上述研究,本文提出如下建议:①非国有股权参与是深化国有企业改革的重要内容,应充分发挥多种所有制资本融合的特点和优势,以国有企业为平台 形成协同创新合力,提高国有企业绿色创新水平,实现经济效益和社会效益有机统一;② 环境制度压力是企业绿色创新的重要动力,应通过加大环保补贴等外部治理措施,培育绿色创新激励、信息透明披露的良好外部环境,引导和激励混合所有制企业进行绿色创新研发。
本文存在以下不足:① 国有企业混合所有制改革具有多层次、多内涵特征,非国有股权参与主要体现了股权结构维度,未来可探讨混合所有制其它内涵对国
有企业绿色技术创新水平的影响;② 机构投资者参与对国有企业绿色创新的影响虽然显著为负,但可进一步对机构投资者进行分层。本文对机构投资者进行整体分析得出结果是不利于促进企业绿色创新,未来可以结合混合所有制改革背景,依据机构投资者的投资视野、交易行为等进行区分研究。
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