企業(yè)金融資產(chǎn)配置是否抑制了綠色技術(shù)創(chuàng)新？

陳隆軒 楊 杰

（云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南 昆明 650500）

一、引言

生態(tài)文明建設(shè)實(shí)現(xiàn)新進(jìn)步是我國“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要目標(biāo)之一，而推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新是我國實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。在我國創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持以企業(yè)為主體，以市場為導(dǎo)向，以綠色技術(shù)創(chuàng)新為內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力， 推動(dòng)可持續(xù)發(fā)展。但企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新的過程中必然會(huì)受到來自內(nèi)外部其他因素的影響，比如云南白藥在2020年通過證券投資獲利22.4 億元，在2021年因證券投資虧損了19.3 億，而在2018—2020年，云南白藥研發(fā)費(fèi)用僅為1.1億元、1.74億元、1.81億，每年研發(fā)費(fèi)用投入占總營收的比重均不足1%。這體現(xiàn)了企業(yè)內(nèi)部管理者在主營業(yè)務(wù)增長乏力的情況下不重視研發(fā)投入，當(dāng)外部投資者對企業(yè)績效提出要求時(shí)，管理者通過參與金融市場追求短期利益以彌補(bǔ)利潤增長的缺口。上述案例可能是當(dāng)前我國上市公司發(fā)展的一個(gè)縮影，由此可見近年來金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫節(jié)造成的“脫實(shí)向虛”等問題。那么，微觀企業(yè)在追求利潤增長的過程中能否注重綠色技術(shù)創(chuàng)新？基于這一問題，本文重點(diǎn)研究上市公司金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響和作用機(jī)制，為我國實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新高質(zhì)量績效提供理論支撐。

針對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素，已有文獻(xiàn)主要從環(huán)境規(guī)制、政策影響的角度來考慮。齊紹洲等（2018）以我國排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為例，研究環(huán)境權(quán)益交易市場是否誘發(fā)了企業(yè)綠色創(chuàng)新，結(jié)果表明相對于非試點(diǎn)地區(qū)以及清潔行業(yè)，排污權(quán)交易試點(diǎn)政策誘發(fā)了試點(diǎn)地區(qū)污染行業(yè)內(nèi)企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)。徐佳和崔靜波（2020）則以低碳城市試點(diǎn)政策作為外生政策沖擊，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)行政命令控制型政策工具是試點(diǎn)政策發(fā)揮作用的主要路徑。陶鋒等（2021）研究環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的質(zhì)量和數(shù)量產(chǎn)生的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政策的實(shí)施雖然促進(jìn)了創(chuàng)新數(shù)量的擴(kuò)張，但也導(dǎo)致了創(chuàng)新質(zhì)量的下降。然而，鮮有文獻(xiàn)研究企業(yè)內(nèi)部因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，因此，本文試圖分析企業(yè)廣泛參與金融市場投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新造成的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的“擠出”效應(yīng)顯著。（2）在國有企業(yè)、高融資約束的企業(yè)中，其抑制作用更強(qiáng)。（3）機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過降低企業(yè)績效和提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)兩個(gè)渠道影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）從微觀企業(yè)內(nèi)部的視角研究企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，對綠色經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的研究進(jìn)行了補(bǔ)充。（2）考慮企業(yè)股權(quán)性質(zhì)和融資約束程度的差異，討論金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。（3）運(yùn)用傾向得分匹配法處理高管特征帶來的樣本自選擇偏差問題，提高實(shí)證估計(jì)的精度。（4）從企業(yè)績效和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)兩個(gè)渠道探究企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制，豐富了現(xiàn)有研究成果。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響

新古典經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是外生決定的、偶然的、無成本的，而Romer（1986）提出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論拋棄了新古典增長模型中技術(shù)外生的假定，在規(guī)模收益遞增的框架下分析經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)均衡增長的可能性，將人力資本和技術(shù)創(chuàng)新納入模型，他認(rèn)為知識(shí)的進(jìn)步可以從勞動(dòng)力的熟練程度和新設(shè)備的技術(shù)更新兩方面體現(xiàn)出來。根據(jù)Romer的內(nèi)生增長思想，可以認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)提高核心競爭力、國家實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)在因素。在當(dāng)前大力發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)的背景下，構(gòu)建綠色、集約和高效的創(chuàng)新系統(tǒng)是我國實(shí)體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)以提高資源利用率和減少能源消耗為目的，采用創(chuàng)新技術(shù)和手段等方式，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境績效雙重目標(biāo)的創(chuàng)新活動(dòng)，企業(yè)既能通過綠色工藝創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排，同時(shí)也能通過綠色產(chǎn)品創(chuàng)新獲取市場份額。但是，由于創(chuàng)新活動(dòng)具有高成本和高風(fēng)險(xiǎn)特征，企業(yè)在推進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中可能面臨資金短缺。資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，企業(yè)為了達(dá)到目標(biāo)所需要的資源不能夠完全由外部市場提供，還需要通過內(nèi)部結(jié)構(gòu)和過程調(diào)整等自主性行為獲取，以達(dá)到整體利益最大化。因此，企業(yè)配置金融資產(chǎn)可視為“理性”的組織控制行為，可以避免創(chuàng)新過程中的資金短缺，但如果超出適度范圍則會(huì)造成企業(yè)脫離主業(yè)、金融市場虛假繁榮。

目前文獻(xiàn)認(rèn)為企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的影響主要有兩個(gè)方面。一方面，企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有“蓄水池”效應(yīng)。企業(yè)持有金融資產(chǎn)或從金融渠道獲利是為發(fā)展實(shí)業(yè)奠定基礎(chǔ)（彭俞超和黃志剛，2018），運(yùn)用部分閑散資金進(jìn)行金融資本投資不僅可以盤活資金，增加資產(chǎn)流動(dòng)性，實(shí)現(xiàn)資本的保值、增值，還可以預(yù)防未來主業(yè)投資的資金缺口（杜勇等，2017；張靖璐和楊杰，2021；王紅建等，2017）。綠色技術(shù)研發(fā)需要大量資金投入，前期投入易受外部沖擊而轉(zhuǎn)變?yōu)槌翛]成本，同時(shí)從研發(fā)到成果產(chǎn)出的過程中存在“陣痛期”，這都離不開長期資金的支持。因此，從金融資產(chǎn)配置的“蓄水池”效應(yīng)來看，企業(yè)適度配置金融資產(chǎn)有利于其開展綠色創(chuàng)新研究活動(dòng)。另一方面，支持“擠出”效應(yīng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，基于企業(yè)資源的有限性，實(shí)體投資和金融投資之間存在替代關(guān)系（Tobin，1965），過度的金融資產(chǎn)配置會(huì)抑制實(shí)業(yè)投資率，弱化貨幣政策效果，增加系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)（張成思和張步曇，2015）。謝家智等（2014）認(rèn)為制造業(yè)金融資產(chǎn)配置會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新能力，同時(shí)政府控制進(jìn)一步放大了金融資產(chǎn)配置對創(chuàng)新的消極影響。謝富勝和匡曉璐（2020）同樣以制造業(yè)企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)會(huì)抑制經(jīng)營利潤率，進(jìn)而影響生產(chǎn)經(jīng)營。

綜上所述，企業(yè)將有限的資源配置到金融資產(chǎn)上，可能對其發(fā)展綠色技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的影響。若企業(yè)金融資產(chǎn)配置能夠支持并滿足綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)活動(dòng)所需的資金，則能形成“蓄水池”效應(yīng)，發(fā)揮正向的驅(qū)動(dòng)作用；反之，若企業(yè)過度參與金融資產(chǎn)配置，則能形成“擠出”效應(yīng)，阻礙綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1a：基于“蓄水池”效應(yīng)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置會(huì)促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

H1b：基于“擠出”效應(yīng)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置會(huì)抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（二）金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)分析

國有企業(yè)與非國有企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新方面存在差異性。一方面，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)肩負(fù)著一定的社會(huì)職能，享有政府的政策和資金支持，在政府大力倡導(dǎo)發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)的背景下，國有企業(yè)可用于綠色創(chuàng)新研發(fā)的資金相對充足；但由于國有企業(yè)在市場競爭中壓力較小，同時(shí)具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好，提高研發(fā)投入實(shí)現(xiàn)業(yè)績增長的動(dòng)力不足，不會(huì)投入過多資金進(jìn)行研發(fā)。另一方面，根據(jù)委托代理理論，政府作為委托人可能難以從外部有效監(jiān)管研發(fā)資金的使用，此時(shí)管理層出于短期業(yè)績考慮，可能違背委托人的意愿將政府補(bǔ)助的綠色專項(xiàng)研發(fā)資金投向高收益的金融資產(chǎn)，阻礙企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展（晉盛武和何珊珊，2017）。反觀非國有企業(yè)，激烈的市場競爭會(huì)迫使其不斷自主創(chuàng)新，抓住發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)的機(jī)遇，促進(jìn)自身可持續(xù)發(fā)展，在配置金融資產(chǎn)的同時(shí)不會(huì)放棄對綠色技術(shù)的研發(fā)投入。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2：其他條件相同情況下，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更為顯著。

對于融資約束程度不同的企業(yè)來說，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響也不盡相同。債務(wù)融資和金融資產(chǎn)配置都是企業(yè)應(yīng)對資金短缺的方式，前者是通過外部融資方式獲取資金，但由于金融市場普遍存在的信息不對稱和合約摩擦等問題，該方式的融資成本較高（Cooper 和Haltiwanger，2006）；后者則是通過金融資產(chǎn)投資獲取收益，以應(yīng)對資金短缺。根據(jù)資源配置理論，企業(yè)會(huì)因?yàn)槿谫Y成本較高和融資期限較長而放棄債務(wù)融資，轉(zhuǎn)而選擇投資金融資產(chǎn)以獲取更多的現(xiàn)金流，此時(shí)金融資產(chǎn)配置明顯會(huì)擠占其他資源配置，包括發(fā)展綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入。因此，企業(yè)面對較高的融資約束時(shí)，難以持續(xù)發(fā)展綠色技術(shù)創(chuàng)新；而融資約束較低的企業(yè)本身擁有較為穩(wěn)定的現(xiàn)金流，在發(fā)展主營業(yè)務(wù)的同時(shí)，可能會(huì)將部分資金用于綠色研發(fā)，培育綠色增長點(diǎn)以帶動(dòng)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：其他條件相同情況下，與低融資約束企業(yè)相比，高融資約束企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更為顯著。

（三）金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制分析

隨著金融資產(chǎn)配置水平的不斷提升，非金融企業(yè)逐步偏離主營業(yè)務(wù)，實(shí)業(yè)資本逐步發(fā)展為金融資本，企業(yè)的大部分收益來源于外部金融市場，但金融資產(chǎn)的高額收益也伴隨著不穩(wěn)定性。一方面，投資金融資產(chǎn)造成的虧損可能直接導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績下滑，甚至將主營業(yè)務(wù)產(chǎn)生的收益也虧損殆盡，企業(yè)無力支撐綠色技術(shù)研發(fā)，從而阻礙綠色技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展。另一方面，金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的高收益可能會(huì)使企業(yè)管理重心從主營業(yè)務(wù)偏移到金融部門，嚴(yán)重的資源錯(cuò)配會(huì)對主營業(yè)務(wù)的穩(wěn)定發(fā)展造成打擊，從而降低企業(yè)績效收入。從管理層角度來說，董事會(huì)的激勵(lì)政策將高管績效與企業(yè)利潤直接掛鉤，在這種激勵(lì)機(jī)制條件下，高管顯然有動(dòng)機(jī)追逐股票等高風(fēng)險(xiǎn)高收益的金融資產(chǎn)，而忽略中小股東的利益。綜上所述，企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過降低企業(yè)績效，從而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H4：企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過降低企業(yè)績效，進(jìn)而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。

企業(yè)配置金融資產(chǎn)雖然能夠通過預(yù)防性儲(chǔ)蓄以應(yīng)對未來市場的不確定性，但在等待投資機(jī)會(huì)的同時(shí)也增加了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)反映了企業(yè)在追求高利潤時(shí)愿意為之付出代價(jià)的投資傾向（Boubakri等，2013），一方面，面對綠色技術(shù)創(chuàng)新這類前期投入多、資金需求大以及不確定性高的研發(fā)投資等情況時(shí)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置可以發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)，提供高流動(dòng)性和變現(xiàn)能力以增強(qiáng)企業(yè)自身的籌資能力，為綠色技術(shù)創(chuàng)新持續(xù)提供資金支持，企業(yè)通過持有金融資產(chǎn)獲得的收益可以提升企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，從而提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（徐雋翊等，2020）。另一方面，在企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營決策中，根據(jù)委托代理理論的“棘輪效應(yīng)”，股東與經(jīng)理之間的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)存在著不一致性，股東將投資結(jié)果看成是其金融資產(chǎn)的回報(bào)，而經(jīng)理則認(rèn)為投資結(jié)果是個(gè)人能力的反映。因此，經(jīng)理會(huì)為了個(gè)人利益追求金融資產(chǎn)的高收益，這進(jìn)一步放大了企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的傾向。由于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的提高，企業(yè)對于各部門的資源配置也會(huì)更加謹(jǐn)慎，從而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H5：企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，進(jìn)而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。

企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制框架如圖1所示。

圖1：企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制框架

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說明

本文選取2008—2020年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，為了保證數(shù)據(jù)有效性及實(shí)證結(jié)果的真實(shí)性，剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)上市公司，剔除ST、*ST以及PT 股，剔除數(shù)據(jù)缺失或異常的上市公司，最終得到30050 個(gè)觀測值。研究中使用的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)。同時(shí)，為減輕極端值對實(shí)證結(jié)果的影響，本文將上述數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配后對部分連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%的縮尾處理。

（二）指標(biāo)選取

1.被解釋變量。本文將綠色技術(shù)創(chuàng)新作為被解釋變量，指標(biāo)構(gòu)建參考齊紹洲等（2018）、徐佳和崔靜波（2020）的方法，采用中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)的綠色專利數(shù)據(jù)（GPRD），選擇綠色專利總量（Gre）、綠色發(fā)明專利（GreInv）和綠色實(shí)用新型專利（GreUty）三個(gè)指標(biāo)來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新能力。相比其他文獻(xiàn)運(yùn)用研發(fā)投入資金衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的方式，本文所選指標(biāo)不僅可以將綠色技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出進(jìn)行量化，同時(shí)還考慮了專利技術(shù)的分類，以體現(xiàn)綠色創(chuàng)新能力的不同層次。此外，在數(shù)據(jù)處理過程中，為避免個(gè)別企業(yè)專利數(shù)量為零的情況，將上述數(shù)據(jù)均加1后取自然對數(shù)。

2.核心解釋變量。參考杜勇等（2017）的衡量方法，采用國泰安數(shù)據(jù)庫中的資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)庫，選用以下六類科目的總額占總資產(chǎn)的比值來衡量本文的核心解釋變量金融資產(chǎn)配置水平（Fin）：交易性金融資產(chǎn)、金融衍生資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額和發(fā)放貸款及墊款凈額。

3.控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)，為控制影響企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的其他變量，本文納入了企業(yè)特征變量和治理變量，具體包括董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事比例（Dep）、股權(quán)集中度（Top）、兩職合一（Dual）、股權(quán)性質(zhì)（State）、成長能力（Growth）和上市年齡（Age）。此外，本文還控制了年度固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Ind），具體變量類型、名稱、符號(hào)和定義如表1所示。

表1：變量定義及說明

（三）計(jì)量模型

為驗(yàn)證假設(shè)一，本文構(gòu)建了模型（1）以考察金融資產(chǎn)配置水平對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

其中，綠色技術(shù)創(chuàng)新用綠色專利總量（Gre）、綠色發(fā)明專利（GreInv）和綠色實(shí)用新型專利（GreUty）來表示，解釋變量Fin表示金融資產(chǎn)配置水平，Controls 為控制變量，Year 為年度固定效應(yīng)，Ind為行業(yè)固定效應(yīng)， ε表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。若假設(shè)H1b成立，預(yù)計(jì)Fin 的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，即表明金融資產(chǎn)配置水平越高，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平越低。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。綠色專利總量的均值為0.5823，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9871，表明樣本期內(nèi)中國上市企業(yè)申請的綠色專利數(shù)量相對較少。對比綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利，兩者的均值（標(biāo)準(zhǔn)差）分別為0.3898（0.7856）、0.3731（0.7541），前者的專利申請數(shù)量略高于后者，這意味著在樣本企業(yè)申請的綠色專利中，對綠色技術(shù)進(jìn)步價(jià)值更高的發(fā)明專利數(shù)量更多。金融資產(chǎn)配置水平的均值為0.0345，最大值達(dá)到了0.4000，說明部分企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例較大。

表2：變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸分析

表3 匯報(bào)了實(shí)體金融資產(chǎn)配置水平對綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果。從第（1）、（2）列中可以看到金融資產(chǎn)配置的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明實(shí)體金融資產(chǎn)配置水平的提高會(huì)抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。在引入控制變量后，回歸系數(shù)從-0.3695 下降至-0.4224，這意味著在控制其他變量后，金融資產(chǎn)配置行為對綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更加明顯，具體來說，實(shí)體企業(yè)每增加1個(gè)百分點(diǎn)的金融資產(chǎn)配置，就會(huì)減少0.4224%的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。表3 第（3）、（4）列分別是金融資產(chǎn)配置對綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置每增加1%，會(huì)顯著減少0.2587%的綠色發(fā)明專利產(chǎn)出和0.3185%的綠色實(shí)用新型專利產(chǎn)出。綜上所述，研究假設(shè)H1b成立，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了負(fù)向的抑制作用，呈現(xiàn)“擠出”效應(yīng)。

表3：金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的基準(zhǔn)回歸

（三）異質(zhì)性分析

為考察假設(shè)H2，本文參考張成思和鄭寧（2019）的做法，根據(jù)股權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分樣本回歸，回歸結(jié)果如表4 所示。從第（1）—（3）列可以看出，國有企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色專利總量和綠色實(shí)用新型專利產(chǎn)生了顯著的負(fù)向效應(yīng)，其回歸系數(shù)分別為-0.3263和-0.3327，均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。但金融資產(chǎn)配置對于綠色發(fā)明專利的影響并不顯著，這可能是因?yàn)閲衅髽I(yè)在綠色創(chuàng)新研發(fā)過程中，更傾向于創(chuàng)新水平較高的發(fā)明專利，即使金融資產(chǎn)配置擠占了研發(fā)資金，對發(fā)明專利的研發(fā)投入也不會(huì)產(chǎn)生較大影響。從第（4）—（6）列可以發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)中，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響均不顯著，這可能是因?yàn)榉菄衅髽I(yè)在進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的過程中，并不會(huì)放棄發(fā)展綠色技術(shù)創(chuàng)新能力，所以金融資產(chǎn)配置對綠色創(chuàng)新無法產(chǎn)生較大影響。綜上，研究假設(shè)H2成立。

表4：基于股權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

為驗(yàn)證假設(shè)H3，本文采用Hadlock 和Pierce（2010）構(gòu)建的SA 指數(shù)來衡量融資約束，SA 指數(shù)越大，表明融資約束程度越高。根據(jù)融資約束程度的中位數(shù)將樣本分為兩組，并進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5所示。第（1）—（3）列是高融資約束組的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置影響綠色技術(shù)創(chuàng)新各個(gè)變量的回歸系數(shù)為-0.3622、-0.1720 和-0.3436，均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；而在第（4）—（6）列中，低融資約束組的企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著。這意味著企業(yè)面對較高融資約束時(shí)，需要通過金融資產(chǎn)配置獲取較多現(xiàn)金流，從而擠占了綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入，因此，高融資約束組的金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的負(fù)向抑制作用。綜上，研究假設(shè)H3成立。

表5：基于融資約束的異質(zhì)性分析

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問題

從上文可知，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生抑制作用，但企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新也可能會(huì)影響金融資產(chǎn)配置的水平，即金融資產(chǎn)配置和綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在雙向因果的內(nèi)生性問題。

本文參照杜勇等（2017）的做法，采用Fin 的滯后一期（L.Fin）作為工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型（1）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)?？紤]到金融資產(chǎn)配置具有一定的延續(xù)性，滯后一期的金融資產(chǎn)配置與當(dāng)期金融資產(chǎn)配置具有相關(guān)性，同時(shí)往期的金融資產(chǎn)配置對企業(yè)當(dāng)期綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響極低，滿足工具變量的基本條件，能夠用于內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。第（1）列匯報(bào)了第一階段回歸結(jié)果，滯后一期與當(dāng)期的金融資產(chǎn)配置在1%的水平上顯著相關(guān)，同時(shí)F 統(tǒng)計(jì)值為138.17，顯著大于10，說明不存在弱工具變量問題。第（2）—（4）列匯報(bào)了第二階段的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)實(shí)體金融資產(chǎn)配置在1%的水平上均顯著抑制衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新的三個(gè)指標(biāo)，這與前文結(jié)論完全一致，說明模型（1）不存在內(nèi)生性問題。

表6：工具變量法檢驗(yàn)內(nèi)生問題

（二）樣本選擇偏差

基于烙印理論，公司高管在過去某個(gè)關(guān)鍵的發(fā)展階段更容易受到環(huán)境影響（McEvily 等，2012），在此期間的經(jīng)歷會(huì)隨著環(huán)境刺激更加敏感，從而形成新的認(rèn)知和行為，并且這種改變將持續(xù)存在。因此，高管個(gè)人特征在企業(yè)經(jīng)營決策，尤其是金融資產(chǎn)配置的決策中發(fā)揮著重要作用。本文選取了學(xué)術(shù)背景和金融背景作為高管個(gè)人特征的代理變量。一方面，學(xué)術(shù)經(jīng)歷會(huì)使高管擁有嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶W(xué)術(shù)思維和邏輯能力，能夠清晰地了解企業(yè)創(chuàng)新能力對于未來發(fā)展的重要性，會(huì)更加注重綠色技術(shù)創(chuàng)新的資金投入。另一方面，金融經(jīng)歷則會(huì)使高管更加擅長對金融資產(chǎn)的運(yùn)作，對資本市場更加敏感，能夠把握最佳機(jī)會(huì)并做出合理決策，擁有金融背景的高管會(huì)更傾向于投資金融資產(chǎn)而降低對綠色創(chuàng)新的投入。

基于上述理論可以發(fā)現(xiàn)，在金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用的過程中，存在樣本選擇偏差的問題，這影響了最小二乘法（OLS）得到一致性參數(shù)估計(jì)的隨機(jī)性前提。因此，本文分別按照高管是否具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷和金融經(jīng)歷將樣本分為處理組和控制組，利用Logit模型估計(jì)傾向得分，采用k近鄰匹配法（k-nearest neighbor matching）對樣本進(jìn)行匹配，同時(shí)選擇控制變量作為協(xié)變量。圖2 為匹配前后核密度函數(shù)圖，對比發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)背景組和金融背景組的核密度函數(shù)在匹配后均更加貼合，同時(shí)匹配后相關(guān)控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差（%bias）均小于5%。將匹配后的完全隨機(jī)樣本再次回歸，結(jié)果如表7 所示，可以發(fā)現(xiàn)在剔除高管個(gè)人特征的偏差之后，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，結(jié)論與前文一致。

表7：穩(wěn)健性檢驗(yàn)：傾向得分匹配消除樣本偏差

圖2：核密度函數(shù)圖

（三）替換被解釋變量

本文參考齊紹洲等（2018）的做法，將上市公司當(dāng)年獨(dú)立獲得的綠色專利數(shù)量（Gre_GA）作為原被解釋變量（Gre）的替換變量，并同樣劃分為綠色發(fā)明專利替換變量（GreInv_GA）和綠色實(shí)用新型專利替換變量（GreUty_GA）。專利的獲得相對于申請來說，存在一定的時(shí)滯性，能夠代表企業(yè)未來的綠色創(chuàng)新能力。如表8 所示，企業(yè)金融資產(chǎn)配置與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，與前文的結(jié)論是一致的。

表8：穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換綠色技術(shù)創(chuàng)新

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）金融資產(chǎn)配置、企業(yè)績效和綠色技術(shù)創(chuàng)新

根據(jù)前文分析，企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新存在“擠出”效應(yīng)，隨著金融資產(chǎn)配置水平的不斷提升，非金融企業(yè)逐步偏離主營業(yè)務(wù)，企業(yè)的大部分收益來源于金融市場，金融市場投機(jī)的不穩(wěn)定性直接或間接影響投資收益，降低企業(yè)績效，從而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。本文采用Baron 和Kenny（1986）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)做法，構(gòu)建了以下模型對“金融資產(chǎn)配置—企業(yè)績效—綠色技術(shù)創(chuàng)新”這一路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，采用總資產(chǎn)凈利潤率來衡量企業(yè)績效（Roa），控制變量選用董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事比例（Dep）、股權(quán)集中度（Top）、兩職合一（Dual）、股權(quán)性質(zhì)（State），同時(shí)控制了個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)。

表9 匯報(bào)了企業(yè)績效的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)配置與企業(yè)績效在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；第（2）、（4）、（6）列中，金融資產(chǎn)配置顯著抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新；引入中介變量后，第（3）、（5）、（7）列中，企業(yè)績效與綠色專利總量和綠色發(fā)明專利在1%的水平上顯著正相關(guān)，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)。穩(wěn)健起見，本文還進(jìn)行了Sobel 檢驗(yàn)，Z 統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著。這說明企業(yè)績效在金融資產(chǎn)配置與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮部分中介作用，即企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過降低企業(yè)績效進(jìn)而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新，假設(shè)H4成立。

表9：基于企業(yè)績效的機(jī)制檢驗(yàn)

（二）金融資產(chǎn)配置、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和綠色技術(shù)創(chuàng)新

企業(yè)金融資產(chǎn)配置不僅在外部金融市場影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，在內(nèi)部經(jīng)營渠道中也會(huì)阻礙綠色技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展。為考察企業(yè)金融資產(chǎn)配置是否通過企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，建立如下中介效應(yīng)模型對“金融資產(chǎn)配置—企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—綠色技術(shù)創(chuàng)新”這一路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。

其中，本部分將企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Risk）作為中介變量，參考何瑛等（2019）的做法，使用企業(yè)在每三年（T=3）時(shí)段內(nèi)的盈余波動(dòng)程度來衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，盈余波動(dòng)性越大，表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。計(jì)算方法如公式（8）和（9）所示，控制變量與模型（2）一致。

表10 匯報(bào)了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，第（1）列中金融資產(chǎn)配置對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響在1%的水平上顯著為正，說明金融資產(chǎn)配置提高了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)；第（2）、（4）、（6）列的結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)配置抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新；引入中介變量后，第（3）、（5）、（7）列中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為負(fù)，金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響均顯著為負(fù)，且系數(shù)絕對值下降。同時(shí)，Sobel 檢驗(yàn)顯示Z 統(tǒng)計(jì)量通過了1%的水平檢驗(yàn)。這說明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在金融資產(chǎn)配置與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起到了部分中介作用，即企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)進(jìn)而抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新，假設(shè)H5成立。

表10：基于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的機(jī)制檢驗(yàn)

七、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用2008—2020年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，從企業(yè)績效和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)兩個(gè)渠道檢驗(yàn)了企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制。結(jié)果表明，企業(yè)金融資產(chǎn)配置對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的“擠出”效應(yīng)，在國有企業(yè)和高融資約束企業(yè)中，其抑制作用更明顯；使用滯后一期的金融資產(chǎn)配置作為工具變量檢驗(yàn)內(nèi)生性問題，使用傾向得分匹配消除高管個(gè)人特征的樣本自選擇偏差問題，替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果仍然顯著；機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置通過降低企業(yè)績效和提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)進(jìn)而影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。由此，本文提出以下政策建議：

對政府部門而言，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新的金融環(huán)境，加大金融部門服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的力度，最大限度發(fā)揮金融市場的積極作用。首先，政府應(yīng)全面落實(shí)與加強(qiáng)金融監(jiān)管政策，鼓勵(lì)企業(yè)加大實(shí)體投資，引導(dǎo)企業(yè)將發(fā)展方向瞄準(zhǔn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，抓住綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展機(jī)遇；其次，政府部門應(yīng)當(dāng)關(guān)注國有企業(yè)管理層的外在監(jiān)管和激勵(lì)問題，防止企業(yè)因追求短期利益而忽視研發(fā)投入，限制企業(yè)對自有閑置資金的投資額度，優(yōu)化企業(yè)金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)；最后，政府應(yīng)出臺(tái)具有針對性的政策，滿足企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)的融資需求，降低企業(yè)外部融資門檻，減輕企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營壓力。

對非金融企業(yè)而言，綠色創(chuàng)新能力的提高是綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵一步，也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境績效雙提升的重要前提。首先，企業(yè)應(yīng)當(dāng)發(fā)展適合自身的綠色創(chuàng)新文化，理解綠色技術(shù)創(chuàng)新在提高經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境績效中的重要意義，將綠色創(chuàng)新作為企業(yè)長期發(fā)展的路徑；其次，面對復(fù)雜的市場、技術(shù)及政策環(huán)境，企業(yè)管理層需要提高經(jīng)營決策能力和投資策略水平，靈活適度配置金融資產(chǎn)以支持綠色創(chuàng)新研發(fā)，同時(shí)加強(qiáng)董事會(huì)治理，避免出現(xiàn)因業(yè)績壓力而盲目追求短期利潤的情況，防范企業(yè)“脫實(shí)向虛”；最后，企業(yè)還需進(jìn)一步拓寬融資渠道，增強(qiáng)對融資環(huán)境變化的應(yīng)對能力，為綠色技術(shù)研發(fā)提供強(qiáng)有力的資金支撐，推動(dòng)我國綠色轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

①數(shù)據(jù)來源于巨潮資源網(wǎng)。