乔 菲，文 雯，冯晓晴
(1. 东北财经大学 会计学院，辽宁 大连 116025；
2. 北京外国语大学 国际商学院，北京 100089；
3.中国石油大学(北京) 经济管理学院，北京 102249)
改革开放以来，我国经济快速发展，同时绿色发展观念落后、创新能力不强等问题制约我国经济高质量发展。十九大报告中提出“绿水青山就是金山银山”的社会主义生态文明理念，为经济可持续发展提供了方向指引。“十四五”规划和2035年远景目标纲要明确提出，推动绿色发展，促进人与自然和谐共生。2020年9月，习近平总书记在第七十五届联合国大会一般性辩论上提出，中国将提高国家自主贡献力度，采取更加有力的政策和措施，力争于2030年前二氧化碳排放达到峰值，努力争取2060年前实现碳中和。“十四五”开局之年，碳达峰、碳中和目标已经被纳入生态文明建设整体布局。国务院在《2030年前碳达峰行动方案》中明确提出绿色低碳科技创新行动。加快绿色技术创新是我国实现碳达峰、碳中和目标，以及经济社会可持续发展的关键路径。企业既是自然资源消耗和污染排放的主体，也是绿色治理和绿色创新的关键行动者[1]。因此，如何激励企业提升绿色创新绩效和绿色治理意识是有待深入探讨的重要议题。
机构投资者是资本市场中理性投资者的代表，在公司治理中扮演着重要角色。“国家队”作为资本市场上具有政府背景的特殊机构投资者，包含中国证券金融股份有限公司、中央汇金投资有限公司、中央汇金资产管理有限公司、中证金融资产管理计划、5个救市基金和外管局旗下的投资平台[2-3]。2015—2016年中国资本市场发生剧烈波动，“国家队”大举进入二级市场增持上市公司股票，发挥了稳定股票价格、增强投资者信心的重要功能[2-3]。当投资者担心“国家队”会就此退出资本市场时，证监会发布公告指出“国家队”将持续发挥为资本市场健康发展保驾护航的作用。与一般机构投资者相比，“国家队”立足长远投资，没有短期持股收益目标，因而更能发挥长期机构投资者的治理功能。同时，“国家队”的投资体量较大，其持股决策具有信号传递功能，容易引起资本市场投资者和分析师的关注。已有研究发现，作为兼具投资者和监管者背景的机构投资者，“国家队”有助于抑制企业违规行为[4]并提高企业投资效率[5]，进而降低企业风险[6]。在高质量发展背景下，“国家队”持股能否对企业绿色创新决策产生积极影响？其作用机制是什么？相较于其它行业，“国家队”持股对重污染行业企业绿色创新激励效应是否更显著？
本文基于绿色创新视角探究“国家队”持股对企业高质量发展的影响，通过区分重污染行业和清洁行业，分析“国家队”持股对企业绿色创新的影响。同时，基于信息不对称和政府创新补贴两个视角，剖析“国家队”持股发挥创新激励效应的作用机制，进一步考察“国家队”持股时间对企业绿色创新的影响。
本文的边际贡献在于：首先，拓展企业绿色创新影响因素研究。随着高质量发展理念逐渐深入人心，学术界开始探索政府环境规制、绿色信贷政策、环保督察等宏观政策因素对绿色创新的影响。本文探讨“国家队”这类具有政府背景的特殊机构投资者对企业绿色创新决策的影响，以期从微观股权结构视角丰富企业绿色创新驱动因素研究。其次，基于绿色创新视角补充“国家队”持股的经济后果研究。已有文献主要关注“国家队”在股市剧烈波动时期对于资本市场尾部风险控制和对投资者悲观情绪缓解方面的影响。本文基于绿色创新活动视角，丰富“国家队”持股的经济后果研究，验证“国家队”持股在微观企业层面的治理效应。最后，基于信息不对称和政府创新补贴角度，探究“国家队”持股发挥绿色创新激励效应的作用机制，有助于深入理解国有机构投资者对企业投融资决策的影响及作用机理，可为激励企业绿色创新提供政策启示。
1.1 企业绿色创新驱动因素
企业绿色创新在技术层面与传统创新活动的特点类似，但在创新效果层面具有环境正外部性。外在激励和内源动力是企业绿色创新的两大驱动因素。
外在激励来自于政府政策、行业竞争、媒体和投资者关注等维度。在政府政策层面，绿色低碳城市试点政策能够提升生产过程中的节能减排幅度和资源利用效率，从而促进绿色创新[7-8]。环境权交易政策和能源配额交易机制对企业绿色创新具有激励效应，并且上述影响在非国有企业中更加显著[9-10]。节能消费激励政策能够引领制造企业绿色创新[11]，绿色信贷和政府补助对企业绿色创新意愿具有激励效应，并可为企业绿色创新活动提供资源支持[12]。基于动态竞争视角，绿色创新存在行业同群效应，出于趋利避害的动机，企业选择效仿同群企业绿色创新策略。当行业相对绩效优异、地区知识产权保护力度较大时，企业绿色技术创新的同群效应显著[13]。来自媒体和投资者的关注会对企业绿色创新决策产生影响，企业为了满足利益相关者的要求，努力提升绿色创新绩效[14-15]。
内源动力源于产权性质、治理结构、高管特征等方面。基于产权性质视角，相较于非家族企业，家族企业具有更强的绿色创新倾向[16]。基于治理结构维度，大股东的私利攫取动机会显著削弱企业绿色创新意愿[17]。党组织嵌入治理能够强化企业社会责任履行意识，提升其实质性绿色创新水平[18]。高管特征会显著影响企业绿色创新意愿，具体而言，家乡认同感使得高管与当地环境的情感联结更为紧密，有助于激发高管对家乡的环境保护意识，从而提升企业绿色创新水平[19]；
拥有海外背景的高管，其掌握的专业技术和海外网络资源均有利于企业绿色创新水平提高[20]；
拥有学术经历的CEO具有更强的社会责任感和长期价值取向，能够抑制绿色创新活动中的短视行为，增强企业绿色创新意愿[21]。此外，董事会中性别多样化有助于企业绿色创新水平提升[22]；
董事高管的保险责任意识能够抑制管理层的短视行为，发挥创新激励作用[23]。
1.2 “国家队”持股的经济后果
“国家队”的经济后果研究主要体现在资本市场危机时期的“救市”功能和稳定时期的治理功能两个方面。在中国资本市场股价暴跌时期，“国家队”持股能够有效降低股价收益率的波动和尾部系统风险，发挥稳定股价和提振投资者信心的关键作用，其影响力远超普通机构投资者[2-3]。同时，媒体新闻报道会进一步放大“国家队”持股对股价稳定性的影响[24]。此后，“国家队”持续对上市公司发挥治理作用，有助于健全公司内部控制制度，降低管理层代理成本，从而降低公司违规行为发生率[4]。“国家队”能够改善企业外部信息环境，提高企业投资效率[5]。同时，“国家队”持股通过缓解融资约束降低企业陷入财务困境的可能性，从而降低企业风险[6]。
综上所述，现有相关研究聚焦环境规制政策、公司治理水平、高管特征等方面，忽视了特殊股权结构对企业绿色创新的影响。现有文献证实，在资本市场特殊情境下诞生的“国家队”机构投资者，在稳定资本市场、提振投资者信心、改善公司经营等方面能够发挥积极作用。然而，关于以促进资本市场长远健康发展为使命的“国家队”机构投资者对企业绿色创新的影响，尚未有文献提供经验证据。因此，本文探究“国家队”持股对上市公司绿色创新行为的影响，有助于丰富和拓展机构投资者持股的经济后果以及企业绿色创新影响因素相关研究。
2.1 “国家队”持股与企业绿色创新
创新是企业实现基业长青的重要途径[25]，绿色创新更是关系到企业和经济社会的可持续发展[26-27]。绿色创新是指以减少环境污染为目的的技术创新，包含绿色产品研发、绿色技术引进、绿色流程再造、绿色系统升级等方面。绿色创新能够降低生产制造环节的能源消耗和环境负外部性，有效减少污染，提升企业乃至整个地区可持续发展能力。绿色创新涉及研发与生产多个环节，绿色创新技术具有较强的专业性和复杂性。因此，企业绿色创新实践既需要资源投入、人才队伍和技术支持，也需要管理层具有战略远见。“国家队”作为特殊的机构投资者，能够通过降低内外部信息不对称程度、缓解创新过程中的资金紧张，提升企业绿色创新水平，具体分析如下：
(1)“国家队”机构投资者持股能够抑制管理层对短期业绩的追求和操纵，降低企业内外部信息不对称程度，提升企业绿色创新意愿，促进企业绿色创新。企业绿色创新行为具有长期战略价值，能够带来环境效应和社会合法性。由于创新活动具有较长的周期，出于保密性的考量，企业会减少相关信息披露，因而投资者面临信息不对称问题，可能会低估研发强度较高公司的价值[28]。同时，由于绿色创新产出短期变现能力较弱，其经济效益无法在短时间内实现，因而管理层在绿色创新决策中存在短视行为和激励不足问题[18]。具有风险厌恶倾向的管理层可能选择性地回避绿色创新行为，从而规避绿色创新长周期、高风险和低投资回报率的问题。特别是当企业面临较大的产品市场竞争压力和外部并购威胁时，信息不对称对管理层创新意愿的负向影响更加显著[29]。“国家队”作为资本市场的重要机构投资者，其投资行为在资本市场上具有较强的导向作用，能够向投资者传递公司股价稳定的信号[24]，从而降低信息不对称程度。同时，“国家队”肩负着维护资本市场稳定发展的重要职责[4]，其投资视野长远，既不以短期业绩为目标，也不会因绿色创新带来的业绩波动而对管理层施加压力，因而能够抑制管理层的短视行为，缓解绿色创新决策中激励不足的问题。
(2)“国家队”机构投资者持股能够缓解企业融资约束和资金缺口问题，为企业绿色创新提供充足的资源保障。绿色创新行为具有长期性，需要持续资金投入，因而融资约束可能成为绿色创新过程中的障碍[30]。对于公司成立年限较短的创新型企业而言，由于其在实物抵押品方面的匮乏，可能面临信贷融资歧视，进而阻碍企业对绿色创新活动的投入[31]。“国家队”机构投资者对于企业融资约束的缓解作用主要通过以下渠道传导：第一，“国家队”作为具有政府背景的机构投资者，能够为企业绿色技术创新与研发活动争取更多的政府补贴资金和信贷优惠；
第二，“国家队”在二级资本市场买入上市公司股票能够给企业带来较为直接的资金支持；
第三，“国家队”作为政府背景的机构投资者，其投资体量较大，其投资行为能够间接向资本市场传递积极信号，引领投资风向，吸引更多投资者投资。由此，本文提出如下研究假设：
H1：“国家队”持股能够促进企业绿色创新。
2.2 “国家队”持股、重污染行业与企业绿色创新
以采矿和有色金属冶炼为代表的高耗能产业为中国经济发展作出了巨大贡献，但其对生态环境的负面影响也较为突出，粗放式发展模式已无法适应新时代的要求。当前，我国重污染行业的负外部性依然显著，存在“创新却不绿色”的问题。因此，提升绿色创新效率是重污染行业转型升级的关键[32]。相较于其它行业，作为污染源头的重污染行业是政府推进绿色创新转型的重要载体，也是供给侧结构性改革中“三去一降一补”的对象。已有研究表明，政府环境监管和规制对绿色创新的促进作用在污染程度高、缺陷严重的公司中更加显著[33]。“国家队”是兼具政府背景的机构投资者，具有丰富的投资经验，对高质量发展理念的理解更为深入。当公司管理层为短期业绩目标选择性规避绿色创新投入时，具有长期视野的“国家队”具有更强的动机和能力改变管理层短视倾向，鼓励和引导企业加大绿色创新投资。因此，预期对于环境负向影响较为突出的重污染行业，“国家队”持股对其绿色创新的激励和监督效应更加显著。由此，本文提出如下研究假设：
H2：“国家队”持股对绿色创新的促进作用在重污染行业中更加显著。
3.1 样本选取与数据来源
本文初始样本为2015—2020年全部A股上市公司，选择2015年作为样本起点的原因在于：“国家队”自2015年开始大量持有非金融类A股上市公司股票，2020年为本文所能获取的最新数据年份。在初始样本的基础上，剔除以下样本：①金融业行业样本；
②ST/*ST公司；
③资产负债率大于1的观测值；
④变量存在缺失的观测值。最终，得到14 963个公司—年度观测值。为进一步剔除异常值的影响，对所有连续变量进行1%和99%分位数的缩尾处理。“国家队”持股数据来源于WIND数据库，绿色专利数据和研发支出数据来源于CNRDS数据库，其它财务数据来源于CSMAR数据库。
3.2 变量定义
(1)被解释变量：企业绿色创新。借鉴已有研究成果[4]，采用两个指标进行测度：①企业当年申请的绿色专利总数加1取自然对数(GPAT1)；
②企业当年获得授权的绿色专利总数加1取自然对数(GPAT2)。其中，绿色专利包括绿色发明专利和绿色实用新型专利。
(2)解释变量：“国家队”持股。参考现有研究成果[2,4]，“国家队”包含中国证券金融股份有限公司、中央汇金投资有限责任公司、中央汇金资产管理有限责任公司、中证金融资产管理计划、5个救市基金和外管局旗下的投资平台。具体采用两个指标测度：①“国家队”持股哑变量(NAT)，当“国家队”持有公司股票时，取值为1，否则为0；
②“国家队”持股比例(NAP)，即“国家队”持股数量除以公司总股数。
(3)调节变量：重污染行业。参考李青原和肖泽华[34]的研究成果，本文将采矿、纺织、造纸及纸制品、石油、化工、化学纤维、黑色(有色)金属冶炼加工、橡胶塑胶、制药、皮毛制品认定为重污染行业。当上市公司属于重污染行业时，POLLU取值为1，否则为0。
(4)控制变量。参考已有研究成果[8, 35]，本文控制以下变量：①企业员工规模(SIZE)：企业员工人数的自然对数；
②负债水平(LEV)：企业年末总负债除以总资产；
③盈利能力(ROA)：净利润除以总资产；
④账面市值比(BM)：资产账面价值除以总市值；
⑤现金比率(CASH)：现金持有量除以总资产；
⑥研发支出比例(RD)：研发支出除以营业收入；
⑦资本支出比例(CAP)：固定资产、无形资产和其它长期资产支付的现金之和除以总资产；
⑧固定资产支出比例(PPE)：固定资产净值除以总资产；
⑨机构投资者持股比例(INST)：机构投资者持股数除以总股数；
⑩两职合一(DUAL)：董事长与总经理为同一人时取值为1，否则为0；
独立董事比例(BIND)：独立董事人数除以董事会总人数；
企业年龄(AGE)：企业成立年限的自然对数。为进一步控制行业和省份间的差异以及不同年度宏观因素的影响，本文控制行业(IND)、年度(YEAR)和省份(PROV)固定效应。
3.3 研究模型
为了验证“国家队”持股对企业绿色创新的影响，构建模型(1)。
GPATi,t+1=α0+α1NATi,t(NAPi,t)+αiCONTROLSi,t+∑IND+∑YEAR+∑PROV+εi,t
(1)
其中，GPAT代表企业绿色创新，采用绿色专利申请总数(GPAT1)和绿色专利授权总数(GPAT2)衡量。由于专利产出需要一定的时间，因而采用t+1年专利申请数和授权数量衡量企业绿色创新水平。在稳健性检验中，采用t+2期绿色创新变量考察“国家队”持股对企业绿色创新的影响是否具有延续性。NAT代表“国家队”是否持股的哑变量，NAP代表“国家队”持股比例。回归方程中的标准误差均在公司层面进行Cluster聚类处理。依据假设H1，即“国家队”持股能够促进企业绿色创新，预期NAT(NAP)的估计系数α1显著为正。
为了检验重污染行业对于“国家队”持股与企业绿色创新关系的调节效应，构建模型(2)。
GPATi,t+1=β0+β1NATi,t(NAPi,t)+β2POLLUi,t+β3NATi,t(NAPi,t)×POLLUi,t+βiCONTROLSi,t+∑IND+∑YEAR+∑PROV+εi,t
(2)
其中，POLLU代表重污染行业哑变量，如果企业属于重污染行业则取值为1，否则为0。依据假设H2，即“国家队”持股对企业绿色创新的促进作用在重污染行业更加显著，预期“国家队”持股与重污染行业交乘项NAT×POLLU、NAP×POLLU的估计系数β3显著为正。
4.1 描述性统计分析
表1为主要变量的描述性统计结果。被解释变量绿色创新(GPAT1、GPAT2)的均值分别为0.498和0.412，与徐佳和崔静波[8]的研究结论相似。解释变量“国家队”持股(NAT)的均值为0.341，说明平均34.1%的样本企业存在“国家队”持股；
“国家队”持股比例(NAP)的均值为0.7%，说明全样本企业中“国家队”持股的平均比例为0.7%。仅考虑“国家队”持股样本时，“国家队”的平均持股比例为2.3%，与李志生等[2]的统计结果相近。各控制变量描述性统计结果与以往研究结果一致。
4.2 主假设回归结果
表2为“国家队”持股对企业绿色创新影响的回归结果。由表2可知，无论是绿色专利申请总数(GPAT1)还是绿色专利授权总数(GPAT2)，“国家队”持股哑变量(NAT)的系数均显著为正，说明相对于未被“国家队”持股的公司，被“国家队”持股的公司绿色创新产出更高；
“国家队”持股比例(NAP)的系数显著为正，说明“国家队”持股比例越高，对企业绿色创新的正向作用越显著。上述结果支持假设H1，说明“国家队”作为资本市场中特殊机构投资者，能够通过降低企业内外部信息不对称程度，缓解企业在创新活动中面临的资金压力，进而有效提升企业绿色创新绩效。
在控制变量方面，企业员工规模(SIZE)、负债水平(LEV)、盈利能力(ROA)、账面市值比(BM)、现金比率(CASH)、研发支出比例(RD)的系数显著为正，说明员工人数越多、杠杆率越高、盈利能力越强、成长性越好，现金持有水平和研发支出比例越高的企业，绿色创新绩效水平越高。固定资产支出比例(PPE)和企业年龄(AGE)的系数显著为负，说明固定资产占比越高、成立年限越长的企业，其绿色创新绩效水平越低。
表1 变量描述性统计结果Tab.1 Descriptive statistics of variables
4.3 稳健性检验
4.3.1 Heckman两阶段模型
考虑到“国家队”持股决策可能不是随机的，绿色创新水平较高的企业容易被“国家队”挑选为投资标的，因而采用Heckman两阶段模型缓解潜在自选择问题。参考已有文献[4]，在Heckman第一阶段回归中，构建上市公司是否被“国家队”持股的Probit模型。Heckman第一阶段回归中，本文选取同年份同行业其它企业被“国家队”持股的平均概率(NA_IND)作为外生工具变量，因为其它企业被“国家队”持股的平均概率不会直接影响本企业绿色创新决策和绩效，满足外生性要求，其它控制变量与模型(1)一致，第一阶段回归结果如表3第(1)列所示。由结果可知，同年份同行业其它企业被“国家队”持股的平均概率(NA_IND)系数在1%统计水平上显著为正，说明同行业其它企业被“国家队”持股的平均概率对本企业被“国家队”持股的概率具有正向影响，满足工具变量相关性要求。由第一阶段回归计算得到逆米尔斯比率(IMR)，并将其作为控制变量纳入模型(1)进行第二阶段回归，用于控制样本自选择问题，第二阶段回归结果如表3第(2)—(5)列所示。由结果可知，“国家队”持股哑变量和比例变量(NAT和NAP)均在至少5%统计水平上显著为正，说明在控制自选择问题的影响后，“国家队”持股对企业绿色创新的促进作用依然存在。
表2 “国家队”持股与企业绿色创新回归结果Tab.2 Regression results on the relationship between "national team" and corporate green innovation
表3 稳健性检验结果：Heckman两阶段模型Tab.3 Robustness test: Heckman two-stage model
4.3.2 倾向评分匹配法
考虑到“国家队”持股公司在全样本中的占比约为1/3，为控制“国家队”持股公司和未持股公司间的系统性差异，本文采用倾向评分匹配法进行稳健性检验。具体而言，使用1∶1最邻近配对方法，在0.01半径内为“国家队”持股公司匹配一组在公司特征上最接近的“国家队”未持股公司。配对过程中，协变量为主回归中的所有控制变量。最终，得到4 270个测试组样本和4 270个控制组样本。匹配后结果显示，各协变量间不存在显著差异，配对样本满足平衡性假设要求。使用配对样本进行回归，结果如表4所示。由表4可知，NAT和NAP的估计系数均在1%水平上显著为正，与全样本回归结果高度一致，说明样本选择性偏差不会对结果产生显著影响。
表4 稳健性检验结果：倾向评分匹配法Tab.4 Robustness test:propensity score matching
4.3.3 替换绿色创新衡量方法
考虑到绿色发明专利的申请难度和认可度较高，更能代表企业研发实力，故本文采用企业当年度申请的绿色发明专利数量和当年度获得授权的绿色发明专利数量进行稳健性检验，确保绿色创新指标度量的准确性。具体而言，GPAT1_INV为当年度企业申请的绿色发明专利数量加1取自然对数，GPAT2_INV为当年度企业获得授权的绿色发明专利数量加1取自然对数，采用替代指标进行回归检验，结果如表5所示。由表5可知，“国家队”持股哑变量(NAT)、“国家队”持股比例变量(NAP)与绿色发明专利数量仍呈显著正相关关系，表明本文主要回归结论具有稳健性。
表5 稳健性检验结果：替换绿色创新衡量方法Tab.5 Robustness test: alternative green innovation measures
4.3.4 采用滞后两期绿色创新变量
考虑到企业创新活动具有较长周期，故采用滞后两期(t+2期)绿色创新水平作为被解释变量进行回归，结果如表6所示。结果显示，“国家队”持股哑变量(NAT)和“国家队”持股比例变量(NAP)的回归系数至少在5%统计水平上显著为正，说明“国家队”持股对于企业长期绿色技术创新水平具有正向作用。
表7为重污染行业对“国家队”持股与企业绿色创新关系的调节效应回归结果。由表7可知，POLLU的估计系数显著为负，说明相较于其它行业企业，重污染行业企业绿色创新能力更弱；
NAT×POLLU和NAP×POLLU的估计系数显著为正，说明与非重污染行业相比，“国家队”持股对绿色创新的促进作用在重污染行业中更加显著，验证了假设H2。上述结果说明，“国家队”作为富有经验的机构投资者，对于高质量发展理念的理解更为深入，能够有效抑制创新活动中的激励不足问题和管理层短视行为，降低重污染行业企业代理成本，对重污染型企业绿色创新发挥监督和激励作用。
表6 稳健性检验结果：采用滞后两期绿色创新变量Tab.6 Robustness test: using green innovation variable lagging two period
表7 重污染行业对“国家队”持股与绿色创新关系的调节效应检验结果Tab.7 Moderating effect of heavily-polluted industries on the relationship between "national team" ownership and green innovation
6.1 信息不对称的中介效应
企业绿色创新行为信息披露的缺乏可能导致外部投资者对企业价值的低估，短视的管理层出于自身利益考量，会减少绿色创新投入。“国家队”具有广泛的投资视野，能够抑制管理层追求短期业绩的机会主义行为。同时，作为具有政府背景的机构投资者，“国家队”的投资决策具有引领投资风向标的功能，能够向外界发送积极信号，吸引较多分析师和投资者关注，从而降低企业内外部信息不对称程度，促进企业加强绿色创新活动投入。基于上述分析，本文认为，降低信息不对称程度可能是“国家队”持股促进企业绿色创新的机制路径之一。
为检验信息不对称的中介效应，采用修正琼斯模型计算出的可操纵性应计利润的绝对值衡量信息不对称程度(ABS_DA)。借鉴温忠麟等[36]的中介效应检验模型，第一步检验“国家队”持股对企业绿色创新的影响(见表2)，第二步考察“国家队”持股对企业信息不对称的影响，第三步检验“国家队”持股和信息不对称对企业绿色创新的影响。表8为信息不对称的中介效应检验结果。其中，第(1)(2)列考察“国家队”持股对信息不对称的影响，NAT和NAP的系数均显著为负，说明“国家队”持股能够对操纵性应计利润发挥有效监督作用，降低信息不对称程度；
第(3)—(6)列考察“国家队”持股和信息不对称对绿色创新的联合效应，NAT和NAP的系数均显著为正，ABS_DA的系数显著为负，且Sobel Z值具有统计水平上的显著性，说明“国家队”持股能够通过降低企业信息不对称程度优化信息环境，从而促进企业绿色创新。
6.2 政府创新补贴的中介效应
融资约束是企业绿色创新的障碍。“国家队”作为国有机构投资者，预期能够为企业带来更多政府创新补贴，其投资行为可以向资本市场传递积极信号，有助于缓解企业绿色创新活动中面临的融资约束。为检验这一逻辑推演，采用中介效应模型对政府创新补贴的作用机制进行检验，考察“国家队”持股能否提高企业获得政府创新补贴的可能性。当企业在第t+1年获得政府创新补贴时，SUBSIDY取值为1，否则为0。政府补贴和绿色信贷有助于强化企业绿色创新参与意愿。
政府创新补贴的中介效应检验结果如表9所示。其中，第(1)(2)列中，NAT和NAP的系数均显著为正，说明被“国家队”持股的企业有可能获得政府创新补贴，在一定程度上缓解创新活动面临的融资约束；
第(3)—(6)列为“国家队”持股和政府创新补贴对企业绿色创新的联合影响，结果显示，SUBSIDY的系数显著为正，NAT和NAP的系数均显著为正，且SobelZ值具有统计水平上的显著性，说明通过获取更多政府补贴缓解绿色创新中的融资约束是“国家队”持股促进企业绿色创新的另一机制路径。
表8 信息不对称的中介效应分析结果Tab.8 Mediating effect analysis of information asymmetry
表9 政府创新补贴的中介效应分析结果Tab.9 Mediating effect analysis of governmental innovation subsidy
续表9 政府创新补贴的中介效应分析结果Tab.9(Continued) Mediating effect analysis of governmental innovation subsidy
6.3 “国家队”持股时间与企业绿色创新
“国家队”持股产生创新激励效应可能需要一定的时间，“国家队”持股时间越长，其对企业信息不对称和融资约束的缓解作用越显著，越能对企业绿色创新活动产生正向影响。为此，本研究进一步考察“国家队”持股时间对企业绿色创新的影响。DURATION代表截至当年末“国家队”已持有公司股票的年数，以其替代模型(1)中的解释变量进行回归，结果如表10所示。由表10可知，DURATION的估计系数在1%水平上显著为正，说明“国家队”持股时间越长，对企业绿色创新的促进作用越显著。
表10 “国家队”持股时间与企业绿色创新回归分析结果Tab.10 Shareholding time of "national team" and corporate green innovation
7.1 主要结论
本文采用2015—2020年A股上市公司绿色创新数据，实证考察“国家队”持股对企业绿色创新水平的影响，进一步考察重污染行业的调节作用，以及信息不对称与政府创新补贴的中介效应，得出以下主要结论：
(1)“国家队”持股对企业绿色创新具有显著促进作用，不仅能够提升绿色专利申请总量，而且可以提高绿色专利授权总量。
(2)“国家队”持股对绿色创新的影响具有行业异质性，相较于清洁行业，“国家队”持股的绿色创新激励效应在重污染行业更为显著。
(3)信息不对称和政府创新补助在“国家队”持股与绿色创新绩效间发挥中介作用，“国家队”持股能够降低企业内外部信息不对称程度，提升企业获得政府创新补贴的可能性，从而促进企业绿色创新。
(4)“国家队”持股时长会对绿色创新产生影响，“国家队”持股时长与企业绿色创新水平显著正相关，说明“国家队”作为具有长期视野的机构投资者，能够发挥有效的治理作用。
7.2 政策启示
(1)“国家队”能够改善企业投资方向，促进企业绿色创新和高质量发展，并且其持股时间越长，对绿色创新的激励作用越显著。因此，监管部门应鼓励以“国家队”为代表的机构投资者积极参与资本市场，引导机构投资者树立长期投资理念，避免追求短期投机收益。
(2)“国家队”持股作为市场化手段，能够对企业绿色创新发挥激励作用。因此，对于重污染行业而言，除采用环境规制等行政手段外，政府部门可以利用市场化工具强化其环保意识，引导其树立经济效益与环境效益并重的经营理念。
(3)“国家队”持股对企业绿色创新的促进作用受信息不对称和融资约束的影响。因此，企业应努力提高信息披露质量，营造公开、透明的信息环境，积极寻求外部资金支持以缓解融资约束困境，从而实现高质量发展。
7.3 不足与展望
本文存在以下不足：一是除获取研发补贴和降低信息不对称程度外，“国家队”机构投资者发挥绿色创新促进作用的路径可能还有与管理层私下沟通、向上市公司派驻董事等。由于数据的可得性，本研究无法对上述路径进行检验，有待后续进行更为深入的拓展性研究。二是除促进绿色创新外，“国家队”持股可能会对企业信贷资源获取、债券信用利差、内部人交易等行为产生影响，这也为后续研究提供了方向。
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