科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)高質量綠色發(fā)展效應研究

馮之坦，朱學義, ，朱亮峰

（1.南通理工學院 商學院，江蘇 南通 226002；2.中國礦業(yè)大學 經濟管理學院，江蘇 徐州 221116；3.常州大學 劉國鈞管理學院，江蘇 常州 213159）

高質量發(fā)展是黨中央近幾年來一直主抓的重要工作。高質量發(fā)展的關鍵是靠科技推動，科技創(chuàng)新效率支撐著高質量綠色發(fā)展效應。關于“科技創(chuàng)新效率”與企業(yè)發(fā)展效率的關系研究，從中國知網檢索到的來看，主要涉及效率分類、指標設置、研究方法及其相關關系的研究。傅為忠和聶錫云[1]將科技創(chuàng)新效率按研發(fā)階段分為科技研發(fā)效率和科技轉化效率兩部分，研究各階段的影響因素，并將科技轉化效率落實到企業(yè)發(fā)展效率上。修國義等[2]將研究視角轉向金融聚集區(qū)域，定義科技創(chuàng)新效率為技術效率，分別用專利申請受理數、創(chuàng)新產出經濟效益額、R&D 人員全時當量、R&D資本存量反映，采用數據包絡分析法（DEA 法）研究它對金融集聚值的作用，其聚值體現(xiàn)在金融對企業(yè)發(fā)展的扶持上。高田義等[3]對研究方法進行深究，將科技創(chuàng)新效率分為純技術效率和規(guī)模效率兩種，用資本投入、就業(yè)總人數作為投入變量，用生產總值作為產出變量，采用DEA-BCC 法（規(guī)模報酬可變的數據包絡分析法）對青島海洋經濟科技創(chuàng)新效率進行測度，認為這種方法比DEA-CCR 法（規(guī)模報酬不變的數據包絡分析法）評價科技創(chuàng)新效率更準確、更切合實際，對企業(yè)的發(fā)展作用更大。

對“科技創(chuàng)新效率”深度研究的另一個基點是行業(yè)特色的揚長。筆者登錄中國知網檢索科技創(chuàng)新和煤炭企業(yè)結合的文章，共有31 篇，突出的研究內容分為三個方面：（1）郭煜東[4]研究了我國煤炭企業(yè)科技發(fā)展策略；（2）李原平[5]、嚴志強[6]、蔣良永[7]研究了科技創(chuàng)新對煤炭企業(yè)轉型發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展的支撐作用；（3）肖尚紅[8]、張喬木[9]研究了煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新體系的構建、運營與科技創(chuàng)新項目的管理。

從以上研究現(xiàn)狀可見，科技創(chuàng)新效率同企業(yè)發(fā)展效率結合，其研究從普遍性轉向特殊性，正向技術的深度、應用的廣度推進。然而，從面上研究看，選擇應用的指標大多數是絕對值，研究方法重在DEA 法的應用。從煤炭工業(yè)看，規(guī)范性研究多些，設計模型進行實證研究的少。筆者研究科技創(chuàng)新效率力求在相對指標的設置、和煤炭工業(yè)高質量發(fā)展，尤其是高質量轉型發(fā)展結合方面、煤炭工業(yè)模型構建方面有所突破。

1 煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率指標的設置及量化

效率，按《辭?！返慕忉屖恰皠趧拥男Чc勞動量的比率”，按《現(xiàn)代漢語詞典》的解釋是“機械、電器等工作時有用功在總功中所占的百分比”，或是“單位時間內完成的工作量”?？梢姡o書定義效率有三層含義很明確：一是相對數，是比率、百分比，不是絕對數。二是投入與產出的比率，投入勞動量（或單位時間），產出的是勞動效果（或完成的工作量）。三是單項指標在總指標中的占比，從廣義延伸角度看，是某一指標與另一總體指標（或另一關聯(lián)指標）的比例。將煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新業(yè)績同效率掛鉤，就產生了科技創(chuàng)新效率指標。它不同于以往用絕對值反映的技術效率、純技術效率和規(guī)模效率指標。

1.1 煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率指標的設置

1.1.1 研發(fā)經費項目率

煤炭企業(yè)科技發(fā)展的前提是研究（research）與試驗（development）經費（簡稱“R&D 經費”）的投入。沒有研究與試驗經費投入，就不能出顯著的科技成果。同樣，投入一定的研究與試驗經費能夠產生多少研發(fā)項目是衡量研究與試驗經費績效的指標。煤炭企業(yè)研發(fā)經費項目率是煤炭企業(yè)投入研究與試驗經費產生的研發(fā)項目數，用“百萬元研發(fā)經費項目率”（x1）指標反映，單位為項/百萬元。計算公式如下：

1.1.2 新產品收入中開發(fā)經費含量

煤炭企業(yè)研究與試驗經費的支出范圍很廣，但其中多少經費用于新產品開發(fā)，又產生多少新產品銷售收入，這是科技創(chuàng)新最明顯的、最突出的成效標志。煤炭企業(yè)新產品收入中開發(fā)經費含量（x2）是煤炭企業(yè)新產品開發(fā)經費支出占新產品銷售收入的比率，它反映煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新的新產品績效。計算公式如下：

1.1.3 新產品項目中專利含量

煤炭企業(yè)將研發(fā)經費用于新產品開發(fā)，不僅僅反映煤炭企業(yè)開發(fā)了多少新產品項目，更重要的是看這些新產品項目產生了多少有實用價值的專利。煤炭企業(yè)新產品項目中專利含量（x3）是煤炭企業(yè)有效發(fā)明專利占新產品開發(fā)項目數的比率。設置該指標是用來評價新產品開發(fā)的績效。計算公式如下：

1.1.4 R&D人員人均專利申請數

煤炭企業(yè)在考評每個新產品開發(fā)項目所擁有的有效發(fā)明專利數的同時，還要考評每個研究開發(fā)人員每年所申請的專利數。因為煤炭企業(yè)創(chuàng)造科技成果的首要因素是人才。正如習近平總書記所說，“人才是創(chuàng)新的第一資源”[10]。煤炭企業(yè)有了人才，有了專利，才能提高煤炭產品的技術含量，才能向社會提供清潔、高效的優(yōu)質產品造福人民。煤炭企業(yè)設置R&D 人員人均專利申請數（x4），是考評煤炭企業(yè)科技人員對科技創(chuàng)新效率做出貢獻的指標，單位為件/人年。計算公式如下：

1.1.5 技術投入比率

2006 年4 月7 日，國務院國資委發(fā)布了第14 號令《中央企業(yè)綜合績效評價管理暫行辦法》規(guī)定，評價央企綜合績效的指標之一是“技術投入比率”（x5）。煤炭企業(yè)技術投入比率是煤炭企業(yè)科技支出占主營業(yè)務收入的比率，它反映煤炭企業(yè)每年從主營業(yè)務收入中拿出多少錢用于科技發(fā)展。這是國內外各類企業(yè)可以橫向比較的綜合性的研發(fā)投入指標。計算公式如下：

1.2 煤炭科技創(chuàng)新效率模型的構建

設“科技創(chuàng)新效率”為：ScTeInno，則煤炭科技創(chuàng)新效率模型設置如下：

式中：x1為百萬元研發(fā)經費項目率；x2為新產品收入中開發(fā)經費含量；x3為新產品項目中專利含量；x4為R&D 人員人均專利申請數；x5為技術投入比率。

1.3 煤炭科技創(chuàng)新效率模型的應用

1.3.1 數據的收集

通過查閱《中國統(tǒng)計年鑒》和國務院國資委考核分配局（原稱統(tǒng)計評價局）編寫出版的《企業(yè)績效評價標準值》，編制2009—2018 年煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率數據（表1）。

表1 2009—2018年煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率數據表

1.3.2 模型的操作

利用SPSS22.0 軟件對表1 數據采用“判別分析法”進行操作，提取兩個特征根：第一個函數方差90.4%，第二個函數方差9.0%，兩個方差的總和為99.4%，遠遠大于累計方差70%的標準。由此產生兩個標準化典型函數，函數方程如下：

用方差比率對函數方程進行加權得出科技創(chuàng)新效率方程如下：

通過SPSS22.0 軟件“轉換計算”功能進行計算，得出煤炭企業(yè)“科技創(chuàng)新效率”，見表2。

表2 2009—2018年煤炭企業(yè)“科技創(chuàng)新效率”表

從表2 可見，2009－2018 年，煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率不斷提升，由2009 年的0.790 上升到2018 年的2.796，平均每年遞增15%。

2 煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新與經濟高質量綠色發(fā)展效應的關系分析及假設

高質量發(fā)展一詞，是2017 年黨的第十九次全國代表大會首次提出的新表述。它表明中國經濟由過去高速增長向高質量發(fā)展階段轉換。以前，人們研究經濟“撬動效應”強調抓經濟發(fā)展的關鍵問題[11-12]，產生了許多重大的奇跡。但當今世界經濟發(fā)展形勢，高精尖技術是花錢“買”不來的。部分國家在許多方面不讓我們“撬動”發(fā)展或跳躍發(fā)展，我們只能研究我們的“長項”“強項”，講究“高質量綠色發(fā)展效應”，才能抵御他國的威脅和制約。聯(lián)系我國煤炭工業(yè)發(fā)展狀況分析，我們不能把能源發(fā)展的主權讓外國人把持著、控制著。我們要面向國內消費主體去調整煤炭能源結構，走高質量綠色之路，通過拓展煤炭經濟高質量綠色發(fā)展效應，實現(xiàn)煤炭經濟可持續(xù)、高效率、綠色健康發(fā)展。因此，筆者研究的高質量綠色發(fā)展效應結合煤炭經濟實際包括三大方面：一是高質量綠色發(fā)展效應，二是資產結構綠色演變效應，三是生態(tài)環(huán)境壓動效應。

2.1 高質量綠色發(fā)展效應

2.1.1 高質量綠色轉型指標的設置

當前，中國煤炭能源仍然是中國經濟發(fā)展的重要能源。2019 年，中國煤炭消費占能源消費總量的57.7%，但從全球看，2019 年煤炭在全球一次能源消費中所占比重只有27%[13]。在這一背景下，一方面中國經濟離不開煤炭能源消費，另一方面煤炭能源初放消費造成環(huán)境污染。為此，國家從長遠發(fā)展戰(zhàn)略和世界能源消費結構趨向上決定逐步降低煤炭能源消費占比，提高清潔能源消費比重。這就倒逼煤炭企業(yè)轉型：對煤炭產品進行深加工，生產低碳排放、更加清潔的能源產品供社會消費，拓展多種經營業(yè)務，提高非煤產品收入比重。評價煤炭企業(yè)高質量綠色轉型效應的指標設置見表3。

表3 煤炭企業(yè)高質量綠色轉型效應指標表

2.1.2 高質量綠色轉型效應的量化

原始數據的收集：煤炭加工轉換率、煤炭消費占比和清潔能源消費占比使用《中國統(tǒng)計年鑒》公布的各年度數據。非煤業(yè)務收入占比，查閱34 家煤業(yè)上市公司在證券之星網站上公布的數據，將34 家上市公司各年度煤炭主營業(yè)務收入數據進行匯總除以34 家煤業(yè)上市公司營業(yè)收入總額得到煤炭主營業(yè)務收入占比，再求出它的補數即為該年度非煤業(yè)務收入占比（注：后續(xù)模型仍用各上市公司非煤業(yè)務占比數據）。

數據的加工：依靠SPSS22.0 軟件，采用判別分析法得出2009－2018 年煤炭工業(yè)高質量綠色轉型效應數據（表4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，2009—2018 年，煤炭工業(yè)高質量綠色轉型效應呈上升態(tài)勢，由2009 年的1.259 上升到2018 年的1.473。

表4 2009－2018年煤炭工業(yè)高質量綠色轉型數據及其效應量化表

2.1.3 科技創(chuàng)新與高質量綠色轉型發(fā)展假設

長期以來，我國煤炭工業(yè)發(fā)展主要依靠規(guī)模擴張和粗壯勞動力的投入而帶動[14]。這一狀況必須通過轉型升級予以改變。煤炭企業(yè)轉型升級發(fā)展要走“科技興企”之路：不僅要提高煤炭開采的機械化水平，更重要的是提高煤炭延伸加工所生產的清潔能源的技術含量，為社會供給更優(yōu)質的煤炭二次能源。因此，筆者提出研究假設1：

H1：煤炭科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)綠色轉型效應正相關，即煤炭科技創(chuàng)新效率越高，煤炭企業(yè)綠色轉型效應越好。

2.2 資產結構綠色演變效應

在煤炭企業(yè)轉型進程中，由于煤炭生產不斷受到限制，原先生產煤炭產品的掘進機、采煤機、洗選煤機械等固定資產購置量減少，存量固定資產凈值也隨折舊價值的轉移而漸漸縮小，與此同時，煤炭企業(yè)調整產業(yè)結構，不斷發(fā)展商貿、建筑、房地產、旅游、服務等非煤綠色產品業(yè)務，這必然使煤炭企業(yè)的資金配置發(fā)生重大變化。變化最直接的是煤炭企業(yè)資產結構發(fā)生演變，流動資產占比、固定資產占比在不同產品結構的企業(yè)、不同科技創(chuàng)新水平的企業(yè)各有不同。從煤業(yè)上市公司經營業(yè)務類型分析，各煤業(yè)上市公司，科技創(chuàng)新水平不同，生產經營業(yè)務類型不同，資產結構也不同。但無論怎樣演變，有一點是共同的：即都要實現(xiàn)資金（源）配置價值最大化，把有限的資金用于最需要、最合理、最有效益的地方或項目。

如何評價煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應呢？熵值法提供了技術上的支撐。

2.2.1 熵值法的基本技術原理

1850 年，德國物理學家魯道夫·克勞修斯首次提出了熵值法（entropy）。后來，N.Wiener 和C.E.Shannon對熵值法進行了完善，主要是信息熵的提出。在信息論中，某種事件不確定性的度量方法之一是熵。熵同信息量的關系是：某事件的信息量越大，該事件的不確定性就越小，熵就越小，反之，熵就越大。人們通過計算熵值，能判斷研究指標的離散程度。如果熵值越大，離散程度越大，系統(tǒng)就越混亂。如果熵值越小，離散程度越小，系統(tǒng)就越有序。因此，熵值法是判斷研究對象（系統(tǒng)）是有序還是混亂的技術方法，因而在工程技術領域、社會經濟等領域廣泛應用至今。

企業(yè)資產演變是會計學科研究的內容。但是，會計學科以往研究熵值僅僅將其作為確定研究指標的“權數”，沒有人將熵值技術用于資產結構演變有序性的研究。筆者認為，技術具有通用性，熵值技術能夠用于判別企業(yè)資產結構演變是有序還是無序。如果企業(yè)某類資產占企業(yè)資產總額的比例不斷呈趨勢變動，所計算的熵值如果越來越小，則表明該類資產的變動圍繞主軸——企業(yè)高質量綠色發(fā)展主體目標的離散程度也越來越小，也就是紊亂性的變異程度越來越小，則該類資產的演變就越來越呈現(xiàn)出有序性。

2.2.2 熵值法的應用步驟

（1）建立一組結構數據。設Pi為某年度某企業(yè)的資產結構比率，i=1,2,…,n，Pi=某類資產占全部資產總額的比率。某類資產數額用qi表示，資產總額用Q表示，則：Pi=qi÷Q。

（2）計算結構數據的對數。計算結構數據的對數就是對某類資產占全部資產總額的比率求對數，用ln(Pi)反映。

（3）計算結構數據的信息熵。設ei為結構數據的信息熵，

（4）計算結構數據的熵值。設Ji為熵值，Ji=ei÷ln(i)。ln(i) 中的是信息熵的最大個數。例如，2009 年34 家煤業(yè)上市公司資產總額由流動資產、非流動資產投資、固定資產、無形資產、其他長期資產共5部分組成，即有5 個占比，則i=5，ln(5)=1.6094。

2.2.3 熵值法的應用檢驗與假設

筆者收集34 家煤業(yè)上市公司1998—2017 各年度資產結構指標數據，采用熵值法按上述計算公式計算34家上市公司各年度熵值，并進行綠色發(fā)展有序性檢驗，得出的結論是：1998—2017 年，煤業(yè)上市公司資產結構演變提升了經營資產創(chuàng)造綠色收入的比率，推進了煤炭企業(yè)創(chuàng)利水平的上升，提高了煤炭企業(yè)科技發(fā)展水平[15]。筆者同時收集了34 家煤業(yè)上市公司2009—2018 各年度資產結構指標數據和經營資金收入率數據，采用熵值法計算34 家上市公司各年度熵值，包括流動資產熵值、非流動資產投資熵值、固定資產熵值、無形資產熵值、其他長期資產熵值，將各類資產熵值乘以經營資金利潤率得出資產結構演變效應用于后述模型。其中，經營資金是煤業(yè)上市公司用于綠色轉型發(fā)展的主體資金，包括流動資產（資金）和固定資產（資金）兩部分。筆者認為，煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新，促進了資產結構演變，將資產結構演變熵值同經營資金收入率結合，是資產結構演變結果落實到資金創(chuàng)造的經營績效上，產生資產結構演變效應。根據以上分析，筆者提出研究假設2：

H2：煤炭科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應正相關，即煤炭科技創(chuàng)新效率越高，煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應越好。

2.3 生態(tài)環(huán)境壓動效應

在煤炭產能過剩及去產能的背景下，煤炭企業(yè)發(fā)展來自外部環(huán)境的壓力主要有三個方面：一是政府綠色發(fā)展調控產生的壓力，二是市場生態(tài)環(huán)境調節(jié)產生的壓力，三是綠色科技發(fā)展產生的壓力。根據《中國統(tǒng)計年鑒》公布的數據，2009—2018 年，規(guī)模以上煤炭開采和洗選業(yè)工業(yè)企業(yè)利潤總額分別為2208.31 億元、3446.52 億元、4560.86 億元、3808.10 億元、2369.87 億元、1424.34億 元、405.07 億 元、1159.53 億 元、2952.69 億 元、2888.2 億元，呈現(xiàn)出倒“U”型和“U”型狀態(tài)，見圖1。

圖1 規(guī)模以上煤炭開采和洗選業(yè)工業(yè)企業(yè)利潤總額變動圖

從圖1 可見，2011 年全國規(guī)模以上煤炭開采和洗選業(yè)工業(yè)企業(yè)利潤總額最高達到4560.86 億元，標志著煤炭經濟“黃金”發(fā)展時期的結束[16]。從2012 年起，由于煤炭產能過剩，來自政府、市場、科技3 個方面減少能源碳排放的壓力倒逼煤炭企業(yè)去過剩產能、綠色轉型發(fā)展，利潤總額不斷下降，至2015 年下降到最低點405.07 億元，此后又逐漸回升。根據這一分析，筆者認為，外部生態(tài)環(huán)境壓動效應最終通過企業(yè)的經濟效益體現(xiàn)，因此，提出研究假設3、假設4 和假設5：

H3：煤炭科技創(chuàng)新與煤炭企業(yè)經濟效益負相關。因為煤炭科技創(chuàng)新投入越多，煤炭企業(yè)用于創(chuàng)造經濟效益的資金越少，經濟效益越差，但滯后效益會不斷增強。

H4：煤炭企業(yè)高質量轉型與煤炭企業(yè)經濟效益密切相關，加大煤炭加工轉換力度、減少煤炭主營業(yè)務的轉型措施與煤炭企業(yè)經濟效益正相關，發(fā)展清潔能源等措施限制了煤炭消費，與煤炭經濟效益負相關。

H5：煤炭企業(yè)資產結構綠色演變與煤炭企業(yè)經濟效益正相關，非綠色演變與煤炭企業(yè)經濟效益正相關還是負相關具有不確定性。

2.4 煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應

煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應由高質量綠色轉型效應、資產結構綠色演變效應、生態(tài)環(huán)境壓動效應3部分內容組成，其中，生態(tài)環(huán)境壓動效應用經濟效益指標——經營資金利潤率代替，則煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應計算公式如下：

根據以上計算公式，筆者提出研究假設6：

H6：煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應正相關，即煤炭科技創(chuàng)新效率越高，煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應越好。

3 煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新與高質量綠色發(fā)展效應模型構建

3.1 被解釋變量的確定

設置經濟高質量綠色發(fā)展效應（EcoCroEf）為被解釋變量，具體分為三類：（1）高質量綠色轉型效應（HiQuTrEf）；（2）資產結構綠色演變效應（AsStEvEf）；（3）生態(tài)環(huán)境壓動效應用經營資金利潤率（ProfOpFu）反映。

3.2 解釋變量的確定

首先，設置科技創(chuàng)新效率（ScTeInno）為解釋變量，具體分為5 項：百萬元研發(fā)經費項目率，新產品收入中開發(fā)經費含量，新產品項目中專利含量，R&D 人員人均專利申請數，技術投入比率。其次，設置高質量綠色轉型效應（HiQuTrEf）為生態(tài)環(huán)境壓動效應的解釋變量。再次，設置資產結構綠色演變效應（AsStEvEf）為生態(tài)環(huán)境壓動效應的解釋變量。

3.3 控制變量的確定

此處設置的控制變量是針對“生態(tài)環(huán)境壓動效應”被解釋變量而言的。影響煤炭企業(yè)經濟效益的因素不僅有外部綠色發(fā)展環(huán)境的倒逼因素，還有內部資產營運的因素，主要包括：（1）合理的負債比率，用“流動比率”（CurrenRa）反映，它是流動負債與流動資產的比率，通過該指標更能集中體現(xiàn)煤炭企業(yè)轉型發(fā)展過程中對資金流動性的安排是否合理。（2）恰當地運作資金，用“流動資產周轉率”（CurreTur）、“固定資產周轉率”（FixAsTur）反映。

3.4 具體模型的構建

3.4.1 高質量綠色轉型效應模型的構建

構建科技創(chuàng)新與高質量綠色轉型模型為：

式中：α0為常數，a1～a5為變量系數。

3.4.2 資產結構綠色演變效應模型的構建

構建的資產結構綠色演變效應模型分以下兩步：

第一步，確定因變量。資產結構綠色演變效應=(流動資產熵值+非流動資產投資熵值+固定資產熵值+無形資產熵值+其他長期資產熵值)×經營資金收入率，即因變量——資產結構綠色演變效應按下列公式進行計算：

式中：CurAsEn為流動資產熵值；NoCuInEn為非流動資產投資熵值；FixAsEn為固定資產熵值；IntAsEn為無形資產熵值；OtLoAsEn為其他長期資產熵值；RevOpFu為經營資金收入率。

第二步，構建科技創(chuàng)新與資產結構演變模型為：

3.4.3 生態(tài)環(huán)境壓動效應模型的構建

構建的生態(tài)環(huán)境壓動效應單項因素模型為：

式中：y1為煤炭深加工轉換率；y2為煤炭消費占比正向化；y3為清潔能源消費占比；y4為非煤業(yè)務收入占比；Year為年份；CoalLiCom為煤業(yè)上市公司；γ0為常數，γ1～γ19為變量系數。

構建的生態(tài)環(huán)境壓動效應綜合因素模型為：

式中：δ0為常數，δ1～δ8為變量系數。

3.4.4 科技創(chuàng)新效率與高質量綠色發(fā)展效應模型的構建

構建的科技創(chuàng)新效率與高質量綠色發(fā)展效應模型為：

經濟高質量綠色發(fā)展效應（EcoCroEf）按下列公式進行計算：

3.5 變量設置與定義

上述模型的變量設置與定義見表5。

表5 模型變量設置與定義表

4 煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新與高質量綠色發(fā)展效應模型的應用

4.1 樣本的選擇

截至2018 年年底，煤業(yè)上市公司共有35 家，取消一家ST 公司（ST 安源），選擇34 家煤業(yè)上市公司2009—2018 年數據，包括這些公司證券之星網站、金融界網站、中財網網站公布的資產負債表數據、利潤表數據、年度報告數據、營業(yè)收入分布數據等。高質量轉型數據、科技創(chuàng)新數據運用2010—2019 年出版的《中國統(tǒng)計年鑒》數據。將宏觀數據和微觀數據結合，能更好地反映煤炭工業(yè)經濟轉型過程上的內外部因素的影響程度。

4.2 描述性統(tǒng)計

根據上述所構建的模型，將宏觀數據配置于34 家煤業(yè)上市公司，操作SPSS22.0 軟件進行描述性統(tǒng)計，則2009—2018年34家煤業(yè)上市公司描述性統(tǒng)計結果見表6。

表6 樣本變量描述性統(tǒng)計結果表

4.3 回歸分析結果

操作SPSS22.0 軟件，對上述模型采用線性回歸分析法進行回歸分析，得出以下回歸分析結果，見表7、表8。

從表7 回歸分析結果可以得出兩點結論：（1）從模型2 回歸結果看，煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新促進了煤炭企業(yè)高質量綠色轉型。5 個自變量與因變量（高質量綠色轉型效應）在1%的水平上顯著相關（Sig.系數為0.000 或0.001，均＜0.01）。其中，百萬元研發(fā)經費項目率、新產品項目中專利含量、R&D 人員人均專利申請數與高質量綠色轉型效應顯著正相關，新產品收入中開發(fā)經費含量、技術投入比率與高質量綠色轉型效應顯著負相關，但3 個正相關的自變量的T系數之和93.083（18.127+71.472+3.484）遠遠大于兩個負相關的自變量T系數之和-19.214（-7.243-11.971），即總體上正相關，這表明煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率越高，煤炭企業(yè)高質量綠色轉型效應越好，假設1 得到驗證。（2）從模型3 回歸結果看，煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新與煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應負相關。5 個自變量中有3 個自變量（新產品收入中開發(fā)經費含量、R&D人員人均專利申請數、技術投入比率）通過了顯著性檢驗（Sig.系數分別為0.007、0.080、0.013）。其中，一個自變量正相關，兩個自變量負相關，負相關的T系數之和-5.215（-2.709-2.506）的絕對值大于正相關的T系數1.755，所以總體上負相關，即煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新效率越高，優(yōu)化資產結構的資金并不一定很到位，致使資產結構綠色演變效應不理想，故假設2 未得到驗證。

表7 高質量綠色轉型效應模型、資產結構演變效應模型回歸分析結果

從表8 回歸分析結果可以得出以下4 點結論：

表8 模型4、模型5、模型6回歸分析結果

（1）從模型5 回歸結果看，煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)生態(tài)環(huán)境壓動效應（經營資金利潤率，下同）在1%的水平上顯著負相關（顯著性Sig.為0.000 ＜0.01；T系數為-7.428，負相關），即煤炭科技創(chuàng)新投入越多，煤炭企業(yè)用于創(chuàng)造經濟效益的資金越少，經濟效益越差，但滯后效益會不斷增強（下文穩(wěn)健性檢驗得到證實），研究假設3 得到驗證。

（2）從模型5 回歸結果看，煤炭企業(yè)高質量綠色轉型與煤炭企業(yè)經濟效益在1%的水平上顯著正相關（顯著性Sig.為0.000 ＜0.01；T系數為6.762，正相關），即煤炭企業(yè)高質量綠色轉型效應越好，煤炭企業(yè)經濟效益越好。從模型4 煤炭企業(yè)高質量轉型具體指標看，煤炭加工轉換率、煤炭消費占比正向化與煤炭企業(yè)經濟效益分別在1%、10%的水平上顯著正相關（顯著性Sig.分別為0.000、0.061；T系數分別為3.752、1.881，正相關）；清潔能源消費占比與煤炭企業(yè)經濟效益負相關，但不顯著（顯著性Sig.為0.166 ＞0.1；T系數為-1.388，負相關）；非煤業(yè)務收入占比與煤炭企業(yè)經濟效益1%的水平上顯著負相關（顯著性Sig.為0.000 ＜0.01；T系數為-3.568，負相關）。這就是說，降低煤炭消費占比，加大煤炭加工轉換力度的轉型措施與煤炭企業(yè)經濟效益正相關；發(fā)展清潔能源的轉型措施限制了煤炭消費，與煤炭經濟效益負相關；提高非煤業(yè)務收入占比取得的經濟效益遠不如銷售煤炭取得的經濟效益，故研究假設4 得到驗證。

（3）從模型5 回歸結果看，煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應與煤炭企業(yè)經濟效益在1%的水平上顯著正相關（顯著性Sig.為0.000 ＜0.01；T系數為7.417，正相關）。即煤炭企業(yè)資產結構綠色演變效應越好，煤炭企業(yè)經濟效益越好。從模型4 煤炭企業(yè)資產結構演變的具體指標看，流動資產熵值、無形資產熵值與煤炭企業(yè)經濟效益在1%、5%的水平上顯著正相關（顯著性Sig.分別為0.004、0.017；T系數分別為2.937、2.407，正相關）；非流動資產投資熵值、固定資產熵值、其他長期資產熵值與煤炭企業(yè)經濟效益正相關，但不顯著（顯著性Sig.分別為0.168、0.466、0.142，均＞0.1；T系數分別為1.381、0.731、1.474，正相關）。這表明，煤炭企業(yè)資產結構綠色演變與煤炭企業(yè)經濟效益顯著正相關，非綠色演變與煤炭企業(yè)經濟效益非顯著性正相關，研究假設5 得到驗證。

（4）從模型6 回歸結果看，煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應在5%的水平上顯著正相關（顯著性Sig.為0.032 ＜0.05；T系數為2.157，正相關）。即煤炭企業(yè)科技創(chuàng)新效率與煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應正相關，即煤炭科技創(chuàng)新效率越高，煤炭企業(yè)經濟高質量綠色發(fā)展效應越好，研究假設H6 得到驗證。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗假設3 的研究結論的可靠性，論文將科技創(chuàng)新帶來的經濟效益滯后延伸兩年時間進行回歸，其結果是：科技創(chuàng)新效率與生態(tài)環(huán)境壓動效應原先的負相關關系立即轉為正相關關系，科技創(chuàng)新的滯后效應得到驗證。為了檢驗假設3、4、5 的研究結論的可靠性，論文采用“替換變量法”[17]對模型5 進行檢驗，選擇“每股收益”代替“經營資金利潤率”進行回歸分析，其結果是：顯著性水平沒有改變，正相關、負相關的方向沒有改變，研究假設再次得到驗證，實證檢驗的結果穩(wěn)健性較強。

5 研究結論及對策

通過以上研究得出的結論是：（1）煤炭科技創(chuàng)新成果評價從注重絕對數量指標轉向相對效率指標是對科技成果評價體系的深化。將煤炭科技創(chuàng)新效率同煤炭工業(yè)去產能、調結構、抓轉型工作結合，更能彰顯科技創(chuàng)新的驅動能力[18]。（2）在煤炭產能過剩、國家限制煤炭能源消費的背景下，煤炭企業(yè)選擇高質量轉型發(fā)展是帶有戰(zhàn)略性發(fā)展眼光的舉措。轉型需要資金配置，轉型要調整產業(yè)結構，這必然對煤炭企業(yè)經濟效益產生重大影響。但是，削弱傳統(tǒng)產業(yè)的“陣痛”和拓展新興產業(yè)的“撬動”是同一事物的“雙刃劍”。論文研究的煤炭經濟高質量綠色發(fā)展效應是將“陣痛”融入“撬動”之中，包括高質量綠色轉型效應、資產結構綠色演變效應和生態(tài)環(huán)境壓動效應三大內容。（3）2009—2018 年，煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新從整體上產生了經濟高質量綠色發(fā)展效應。這種“高質量發(fā)展”作用主要是促進了煤炭企業(yè)高質量轉型，產生了綠色轉型發(fā)展效應。其綠色轉型發(fā)展效應遠遠超過煤炭企業(yè)產業(yè)方向調整、資產結構演變所產生的“陣痛”負作用。（4）煤炭企業(yè)高質量轉型、資產結構綠色演變具有中介變量作用。2009—2018 年，實證研究表明，煤炭工業(yè)科技創(chuàng)新既顯著促進煤炭企業(yè)高質量綠色轉型發(fā)展，又顯著影響煤炭企業(yè)資產結構綠色演變，同時，它又與高質量綠色轉型效應、資產結構綠色演變效應一起對煤炭企業(yè)經濟效益產生顯著影響，模型中16 個分項指標有9 個指標通過了顯著性檢驗。

筆者提出的研究對策：一是牢固樹立“科技興煤”的戰(zhàn)略發(fā)展理念，讓科技創(chuàng)新始終成為推動煤炭經濟發(fā)展的強大動力。二是煤炭企業(yè)要繼續(xù)處理好“壓力”和“動力”的辯證關系，堅持走“高質量綠色轉型發(fā)展”之路。高質量主要體現(xiàn)在綠色能源（即原煤深加工的二次清潔能源）、優(yōu)質能源、高效能源、公正性價能源和非煤業(yè)務占主體5 個方面。三是煤炭企業(yè)要圍繞最佳“經濟效益”合理安排科技創(chuàng)新資金、轉型發(fā)展資金，尤其要讓資金更多地投向綠色有序演變的資產結構項目，如流動資產、固定資產、無形資產等項目，減少資金投向非綠色有序演變的資產項目，如非流動資產投資、其他長期資產項目。四是煤炭企業(yè)在轉型發(fā)展過程中要攻堅克難，砥礪前行，但涉及職工安置、救治等疑難問題需要政府予以幫助解決。