低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的影响研究

修广利

1（澳门科技大学可持续发展研究所，澳门 999078）2（珠海科技学院商学院，珠海 519041）

企业创新模式可分为渐进性与突破性技术创新，其中渐进性技术创新是对市场上现有产品与技术的创新与延伸，而突破性技术创新更强调产出新产品或新技术，是更高风险与更高层次的创新。在全面推进人与自然和谐共生现代化建设的时代背景下，突破性绿色技术创新成为有效解决环境污染与资源耗竭日益严重的主要方式，对于人类社会可持续发展具有重大意义。所谓突破性绿色技术创新，是指企业脱离现有技术轨道，通过开发友好型技术，实现对现有产品、服务或流程的根本性或革命性改变［1］。作为企业全面绿色转型的关键基础，突破性绿色技术创新能有效拓展落后企业技术边界，推动企业科研向绿色技术创新前沿领域延伸，为企业绿色转型及其竞争优势不断提升注入全新动能。2019 年4 月，国家发展改革委、科技部下发《关于构建市场导向的绿色技术创新体系的指导意见》 指出，要“突破关键材料、仪器设备、核心工艺、工业控制装置的技术瓶颈，……，切实提升原始创新能力。” 在此政策指引下，各类企业加快吸收、配置外部绿色资源，提高企业对外部环境的洞察水平，积极响应国家绿色低碳发展号召，推动突破性绿色技术创新。

为推进绿色低碳发展，国家发展和改革委员会于2010 年7 月印发《关于开展低碳省区和低碳城市试点工作的通知》 （以下简称《通知》），旨在推进低碳产业体系构建，驱动产业绿色转型，为城市低碳发展提供关键力量支撑。随后，国家发展和改革委员会相继确定81 座试点城市，进一步扩大低碳城市试点政策实施范围，为产业绿色转型与城市低碳发展提供驱动力。而企业作为城市发展的重要微观主体，其突破性绿色技术创新水平的提升是否受到低碳试点政策的影响？ 如果是，这一政策效应是否具有异质性？ 科学回答上述问题，对于推广低碳试点政策和加快企业突破性绿色技术创新具有重要现实意义。

突破性绿色技术创新是企业实现可持续发展的决定性因素。因此，理解企业突破性绿色技术创新的概念与驱动因素对学术界与政府政策制定均至关重要。学术界关于突破性技术创新的研究较为丰富。邱强和朱睿彤［2］实证指出，董事网络能够显着促进企业突破性技术创新。李正锋等［3］研究发现，企业技术锁定范围与突破性技术创新呈现出倒U 型关系。杨瑾和于妍慧［4］实证考察得到，在本土创新网络嵌入初级阶段及在国际创新网络嵌入高级阶段，企业知识深度与宽度、探索式与利用式学习方式共同构成突破性技术创新发生条件组态。马亮等［5］研究指出，协作研发能够显着促进在位企业突破性技术创新绩效提升。此外，纵观现有关于突破性绿色技术创新的研究成果，王娟茹和张思琪［1］创新性的实证发现前瞻性外部知识搜索能显着促进企业突破性绿色技术创新能力提升。

与此同时，学界同样就低碳试点的影响效应展开讨论。宏观来看，学者们将目光聚焦于低碳试点政策对城市经济发展［6］、绿色创新效率［7］、土地绿色利用［8］、绿色技术创新［9］、碳排放效率［10］、绿色经济增长［11］等方面影响效应的探讨。微观层面，部分学者研究了低碳试点政策对企业环境社会责任［12］、环境绩效［13］、出口产品质量［14］的影响。值得注意的是，部分学者也探讨了低碳试点政策与企业绿色技术创新间的关系。钟昌标等［15］研究发现，低碳试点政策实施能够显着促进企业绿色技术创新能力提升。徐佳和崔静波［16］研究认为，低碳试点政策能够引导企业产生绿色技术创新行为，有助于企业绿色转型升级。杨菲等［17］指出，低碳试点政策能够显着促进企业绿色技术创新。

综上所述，既有文献为本文奠定深厚理论基础，但主要侧重于泛化探讨低碳试点政策对企业绿色技术创新的影响效应，尚未探索低碳试点政策驱动企业突破性绿色技术创新的机理，存在一定研究空白。本文基于现有理论成果，将低碳试点政策与企业突破性绿色技术创新纳入统一框架进行研究，填补现有文献空白，并创新性引入企业环境信息披露与绿色金融两个机制变量，探讨低碳试点政策驱动企业突破性绿色技术创新的作用机制，深化相关领域研究内容。进一步地，本文从企业、行业、市场3 个方面分析低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的异质性，丰富完善二者关系分析框架，拓展相关领域研究宽度。

为尽快实现“碳达峰” 与“碳中和” 战略目标，国家发展和改革委员会在《通知》 中确定在广东、天津等五省八市启动试点工作。随后于2012 年和2017 年批复了北京、海南、乌海、沈阳等75 个省份和城市，旨在推动我国加快突破现有绿色技术桎梏，促进企业突破性绿色技术创新。为探究我国低碳试点政策实施成果，2023 年上半年，生态环境部针对81 座试点城市进行关于低碳工作经验的整体评估，并于7 月发布《国家低碳城市试点工作进展评估报告》，公布了40 座“优良” 试点城市。可以知悉，低碳试点政策对城市碳减排具有积极影响。2023 年11 月，国家发展和改革委员会再次印发《国家碳达峰试点建设方案》，并确定35 个碳达峰试点城市及园区，要求“坚持积极稳妥、坚持因地制宜、坚持改革创新、坚持安全降碳”，进一步扩大低碳试点政策成效，以赋能企业突破性绿色技术创新。

波特理论假说提出，企业受到适当的环境制度刺激时，能够针对绿色创新加大研发投入，以此弥补环境规制带来的额外成本，从而实现“降碳减排” 目标［18］。作为针对城市层面所实施的一项环境规制措施，低碳试点政策能够引导试点城市政府不断加强对企业低碳发展的财政、技术支持力度，提高企业突破性绿色创新的积极性。低碳试点政策能够促使地方政府践行绿色发展理念，积极发挥其财政职能作用，从而为企业攻克现有绿色技术研发瓶颈提供资金支持，助力企业突破性绿色技术创新； 同时，低碳试点政策实施能够为试点地区吸引绿色产业入驻，倒逼当地企业在“鲶鱼效应” 影响下加快绿色转型升级，提高绿色项目的市场核心竞争力，引导企业为参与绿色项目积极突破技术瓶颈，促进企业开展突破性绿色技术创新。据此，提出以下假设：

假设1： 低碳试点政策能够有效驱动企业突破性绿色技术创新。

低碳试点政策能促进试点城市政府积极宣传低碳生产理念，强化企业环境责任感，鼓励企业自愿参与环境信息披露工作。这能够促使企业更加关注自身节能减排能力不足的问题，引导其加强突破绿色技术研发投入，以打破“碳减排” 技术阻滞，赋能企业突破性绿色技术创新。（1） 低碳试点政策能够推动试点地区政府加强对“碳减排” 的宣传，倒逼企业参与环境信息披露工作，进一步提升企业公众形象与市场价值。这能够推动企业为实现可持续发展积极破除“碳减排” 技术短板，促进突破性绿色技术创新； （2） 低碳试点政策的实施可推动试点地区政府建立碳排放权交易市场，激发企业参与碳排放权交易的积极性，倒逼企业主动参与环境信息披露，促使企业加强“碳减排” 意愿，从而助推其实现突破性绿色技术创新。基于此，提出以下假设：

假设2： 低碳试点政策通过推动企业加强环境信息披露，促进企业突破性绿色技术创新。

低碳试点政策有助于引导地方金融机构开发绿色信贷等金融产品，推动地方政府与金融机构加快建设绿色金融体系，促进资本向低碳产业流动，激发企业绿色转型积极性，从而赋能企业突破性绿色技术创新。（1） 低碳试点政策的实施能够推动试点城市政府积极培育多元化绿色投资者，提升地区绿色金融发展水平，从而为企业突破性绿色技术创新注入“资金” 活水； （2） 基于低碳试点政策优势，试点地区政府通过制定相应政策，倒逼金融机构提升绿色金融发展水平，引导资本要素向绿色产业及低碳企业流动，从而拓宽企业突破性绿色技术创新融资渠道。由此，提出以下假设：

假设3： 低碳试点政策可以通过绿色金融促进企业突破性绿色技术创新。

本文采用我国2005～2022 年沪深A 股上市公司数据作为研究样本。微观层面数据来源于国泰安数据库、国家知识产权局、上海证券交易所、中国研究数据服务平台，宏观层面数据来自《中国环境年鉴》、《中国城市统计年鉴》、Wind 数据库、国家统计局官网以及各地级市统计年鉴。为提高参数估计有效性与研究结论可靠性，剔除样本期内持续亏损的ST、PT 上市公司以及相关财务和绿色专利数据缺失的企业样本。另外，考虑到离群值影响，对连续变量进行1%分位和99%分位的缩尾处理。最终样本为3054 家上市企业，获取54972 个观测值。

2.2.1 被解释变量

企业突破性绿色技术创新（BG）。本文从国泰安绿色专利数据库中选取了绿色专利数据与中国沪深两市上市公司特征数据展开研究，包括专利名称、IPC 分类号、所属绿色专利类别及被引次数等数据。进一步地，结合《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006 ～2020 年）》 政策文件内容，并借鉴陈诗一和于鸿宝［19］、邱强和朱睿彤［2］的研究成果，提取相关重点领域、前沿技术等内容的bi－gram 语料库，搭建与突破性绿色技术创新相关的词库。值得注意的是，通常情况下外观专利与实用新型专利不被视作企业的突破性绿色技术创新成果，故本文选用发明专利进行后续考察。具体操作流程为： （1） 对企业专利名称展开分词处理； （2） 剔除对应停词，采用文本分析法预处理企业各发明专利标题文本信息，如词干提取；（3） 从上述词库中提取出突破性绿色技术创新对应专利作为上市公司突破性绿色技术创新专利。

2.2.2 核心解释变量

低碳试点政策。鉴于傅芳宁和李胜兰［20］的研究成果，本文以低碳试点城市为基准，采用多期双重差分变量DID进行计算，构建具体表达式如下：

其中，pilot指代低碳试点政策虚拟变量，所选企业注册地所在城市为试点城市时，取值为1，反之为0。post为政策实施前后的虚拟变量，企业注册地所在城市当年被设为试点城市时，当年及以后年份取值为1，反之为0。以第一批低碳城市试点地区为例，2010 年之前取值为0，2010 年及之后取值为1。

2.2.3 控制变量

考虑到其他因素对回归结果的干扰，从企业与宏观层面选择如下控制变量。企业层面： 企业上市年限（YL），选用企业上市年长加1 衡量； 企业员工人数（NE），采用企业年末员工数量来表现； 企业资产规模（ES），取用年末企业总资产对数值指代； 现金流水平（CL），采用经营活动现金流入与投资活动现金流出的比值表示； 固定资产增长率（FG），利用企业当年固定资产值与上年固定资产值的比值表征； 企业负债（CD），以企业年末总负债额对数测度； 企业盈利能力（CP），使用企业年末营收增长率来指代； 托宾Q 值（TQ），借用企业市场价值与资本重置成本之比表征； 机构投资者持股比例（SI），用机构投资者持股总数除以流通股本表示。宏观层面： 人均GDP（UG），利用企业所在地级市人均国内生产总值对数衡量；财政支持（FS），以企业所在城市科技支出占地方财政支出比重度量。

表1 主要变量描述性统计

本文将低碳试点政策视为准自然实验，以精准识别低碳试点政策与企业突破性绿色技术创新之间的因果关系。考虑到低碳试点政策为分批设立，不同企业样本受政策影响的时间各异。同时，传统DID 模型局仅限于评估单一时点政策效果，参考石玉堂和王晓丹［21］的研究方法，构建多期DID 模型：

式中，BGit表示企业突破性绿色技术创新，下标j、i、t分别表征行业、城市与年份；β0、β1、λj、μi、φt分别指代常数项、待估系数、行业固定效应、城市固定效应与年份固定效应；Xit代表一系列控制变量；εit代指随机扰动项。核心解释变量pilotit*postit为低碳试点政策虚拟变量（简化为DIDit）；pilotit的设置是将低碳试点地区赋值为1，非试点地区赋值为0；postit的设置是将政策实施当期及以后各期赋值为1，其余年份赋值为0。

为验证前文研究假设1，采用递进回归策略进行基准回归检验，结果见表2。列（1） 为仅控制年份、城市及行业固定效应的结果。结果表明，政策虚拟变量估计系数在1%水平上显着为正，证实低碳试点政策能够促进企业突破性绿色技术创新。为剔除其他因素对企业突破性绿色技术创新的干扰，列（2）、（3） 为先后控制企业层面、宏观层面因素的回归结果。研究表明，在加入企业与宏观层面控制变量后，政策虚拟变量系数仍显着为正，说明低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新产生了强有力的驱动效应，证实假设1 成立。

表2 基准回归结果

3.2.1 平行趋势检验

平行趋势检验要求在政策实施前，试点城市与非试点城市的企业突破性绿色技术创新发展趋势应处于平行状态。由此，本文使用事件研究法进行平行趋势检验，以低碳试点政策第一次实施时间2010 年作为分割点，将样本划分为政策实施前5 年与后5 年两部分，共10 年的窗口期，并以低碳试点政策实施前第6 期数据为基期，检验结果如图1 所示。不难看出，在低碳试点政策实施前，政策虚拟变量各期估计系数均不显着，证实试点与非试点城市在政策实施前符合平行趋势检验要求。此外，就试点政策动态效应而言，在低碳试点政策开始实施当年，企业突破性绿色技术创新所受驱动效应不显着。随时间推移，试点组城市的企业突破性绿色技术创新水平整体呈上升趋势，表明政策促进效应具有一定的时滞性与动态可持续性，证明研究样本通过了平行趋势检验。

图1 平行趋势检验

3.2.2 安慰剂检验

在研究过程中，基准回归结果可能受到不可观测遗漏变量的影响。对此，本文借鉴仇怡等［22］的做法，采取替换处理组方式进行安慰剂检验。由于实施低碳试点政策的城市有81 个，为保持研究一致性，在样本数据中随机选取相同数量的城市作为虚假处理组，剩余城市作为虚假对照组，基于双重差分模型进行1000 次模拟回归，进而得出实施安慰剂检验的低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的系数估计值，并绘制核密度分布图（见图2）。图2 显示低碳试点政策回归系数主要分布于0 值附近，且服从正态分布，能够区别于代表基准回归结果P 值的垂直虚线，说明回归结果并未受到不可观测遗漏变量影响，进一步佐证了低碳试点政策能够驱动企业突破性绿色技术创新这一结果的稳健性。

图2 安慰剂检验

3.2.3 其他稳健性检验

（1） 调整样本。鉴于北京、上海、天津、重庆的经济、资源等方面具有较强优势，其政策实施效果与企业突破性技术创新水平整体较高，可能使相关数据对基准回归结果造成影响，因而将4 个直辖市内企业数据从样本中剔除，检验结果见表3 列（1）。可以发现，低碳试点政策系数显着为正，证实回归结果稳健； （2） 预期影响。为检验政策实施前试点城市与非试点城市是否形成有效预期，表3 列（2） 显示，纳入低碳试点政策设立前一期虚拟项DID－1的政策虚拟变量系数显着为正，与基准回归结果相同，说明回归结果具有稳健性； 而预期项系数不显着，证明在低碳试点政策实施前，试点城市与非试点城市的企业并未形成有效预期，未对回归结果造成影响； （3）PSM－DID。采用倾向得分匹配双重差分模型进行稳健性检验，结果见表3 列（3）～（5）。观察可知，在分别使用最近邻匹配、核匹配与半径匹配法后，政策虚拟变量系数仍显着为正，这与基准回归结论保持一致； （4） 替换解释变量。借鉴李正峰等［3］的研究方法，采用企业当年申请绿色发明专利数量衡量企业突破性绿色技术创新，重新进行回归检验，结果见表3 列（6）。结果表明，政策虚拟变量系数显着为正，证实基准回归结果稳健。

表3 稳健性检验

基于前文理论分析，低碳试点政策可能会通过企业环境信息披露与绿色金融两条路径对企业突破性绿色技术创新产生影响。针对企业环境信息披露，参考肖仁桥等［23］的研究，（1） 根据2005 ～2022 年《企业社会责任报告与环境责任报告》 （对个别企业缺失数据采用同一企业其他年份相应数据平均值代替）获取词频数据； （2） 利用Python 进行分析，将报告中披露项目的企业指标取值为1，反之为0； （3） 通过加总环境披露项目词频指数取得企业环境责任得分，以衡量企业环境信息披露。对于绿色金融水平的测度，借鉴孙英杰和林春［24］的研究方法，选取绿色证券、绿色信贷、绿色保险、绿色投资4 个指标①，使用移动加权平均法进行综合测算。在此基础上，构建中介效应模型如下：

其中，Mit表示中介变量，涵括企业环境信息披露及绿色金融。上文式（2） 的回归结果中β1显着，证明存在中介效应； 当式（3） 和（4） 中系数x和z皆显着时，表明企业环境信息披露与绿色金融能够产生中介效应。

中介检验结果见表4。列（1） 展示了政策虚拟变量对企业环境信息披露的估计结果，表明政策虚拟变量系数在1%统计水平上显着为正，证实低碳试点政策有利于加强企业环境信息披露。可能的原因在于，低碳试点政策的实施有利于加快试点城市碳排放权交易市场建立，以入市规则引导企业披露当年碳排放量，进一步推动企业参与环境信息披露［25］。列（2） 显示，低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的系数显着为正，且较基准回归结果有所上升，表明企业环境信息披露在低碳试点政策推动企业突破性绿色技术创新过程中发挥中介作用，证实假设2 成立。列（3）为政策虚拟变量对绿色金融发展水平的估计结果，显示政策虚拟变量系数显着为正，证实低碳试点政策能够提升绿色金融发展水平。原因可能是，低碳试点政策实施能够引导各地区政府加强对绿色产业的支持力度，促进地区金融机构缩小对绿色项目的融资约束，赋能当地绿色金融发展［26］。观察列（4） 可以知悉，低碳试点政策的影响系数在1%水平上显着为正，并较基准回归结果大幅提升，说明绿色金融能够在低碳试点政策促进企业突破性绿色技术创新过程中发挥中介作用，假设3 得以验证。

表4 机制分析

3.4.1 企业异质性

由于不同所有制企业在制度优势、融资方式、资源配置等方面皆存在巨大差异，可能导致低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新影响效果不同。对此，从企业性质划分，探究低碳试点政策对国有企业和非国有企业突破性绿色技术创新的影响效应，结果见表5 列（1） 和（2）。不难看出，政策虚拟变量系数在列（1） 显着为正，而在列（2）为正却不显着，表明低碳试点政策对国有企业突破性绿色技术创新的影响效应强于非国有企业。

表5 异质性分析

3.4.2 行业异质性

鉴于不同行业、企业的技术研发能力有所不同，低碳试点政策对高新技术企业与非高新技术企业突破性绿色技术创新的效果可能存在差异。据此，以不同行业类别将样本划分为高新技术企业与非高新技术企业，检验结果见表5 列（3） 和（4）。由列（3） 所示，政策虚拟变量系数为0.176，且显着为正，证明低碳试点政策能够促进高新技术企业突破性绿色技术创新。列（4） 显示，非高新技术企业政策虚拟变量系数为正，但未通过显着性检验，表明低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新影响较弱。由此可知，低碳试点政策虽能够为非高新技术企业开展突破性绿色技术创新提供政策支持，但因受到科研能力及资源渠道等方面限制，仍无法推动非高新技术企业突破性绿色技术创新。

本文基于2005～2022 年沪深A 股上市企业数据，实证考察低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的影响机制。研究结果表明： 低碳试点政策能够促进企业突破性绿色技术创新，且经过系列稳健性检验后结论依然成立。与此同时，试点政策以企业环境信息披露及绿色金融为中介，推动企业突破性绿色技术创新。异质性检验发现，在不同所有制、行业类别中，低碳试点政策对企业突破性绿色技术创新的影响效应存在显着差异。具体而言，较于非国有企业，低碳试点政策更能促进国有企业突破性绿色技术创新。低碳试点政策可以推动高新技术企业突破性绿色技术创新，但对非高新技术企业相应的促进作用有限。

基于研究结论，本文提出以下政策建议：

（1） 完善绿色发展顶层设计。各地区政府要完善绿色发展顶层设计，宣扬绿色生产理念，激发企业环境责任感与绿色转型积极性，从而推动企业突破性绿色技术创新。①低碳试点城市应针对企业绿色转型升级完善政府补贴、财税优惠等激励政策，进一步强化顶层设计，以资金支持带动企业突破性绿色技术创新； ②低碳试点城市政府应联合临近地区共同出台绿色一体化发展相关政策，充分发挥低碳政策溢出效应，并积极开展绿色技术创新交流活动，加强绿色资源流动，为促进企业突破性绿色技术创新奠定基础。

（2） “因企制宜” 出台扶持政策。根据前文研究结果，各地政府应针对当地企业不同的性质与优势，为其制定相适宜的差异化扶持政策，推动各类企业逐步实现突破性绿色技术创新。①各地政府应针对本地国有、高新技术企业提供更多绿色项目扶持，充分发挥其研发创新积极性与能力，加强与相关企业的突破性绿色技术创新合作；②各地政府应对非国有、非高新技术企业提供资金、技术、人才方面的支持，鼓励社会力量加强对绿色项目的投资，引导高校与企业达成“产学研” 合作，强化其技术创新能力，推动企业实现突破性绿色技术创新。

（3） 强化绿色金融支持力度。具体而言，各地政府要积极推进碳排放权交易市场建设，引导金融机构开展与碳排放权挂钩的绿色金融服务，提升低碳企业融资水平，促进企业攻克技术研发短板，推动企业突破性绿色技术创新。此外，各地政府也要联合地方金融机构共同完善绿色金融体系，深入推广绿色基金、绿色保险等绿色金融产品，进一步为企业突破性绿色技术创新提供资金支持与保障。

注释：

①绿色证券指标选用环保企业总产值在沪深A 股总市值中占比衡量； 绿色信贷指标采用高污染高耗能产业利息支出占工业产业利息支出比重指代负指标表示； 绿色保险指标选择农业保险收入与农业总产值比值测度； 绿色投资指标选取财政环保支出占财政支出比重衡量。将各指标以极差法进行标准化处理，再利用变异系数法对处理后的指标指数进行权重赋值。