财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响.pdf

收稿日期:2023-04-24 基金项目:国家社会科学基金项目(18CGL004);河南省哲学社会科学规划项目(2022BJJ060)作者简介:张秀峰,男,副教授,博士,研究方向为技术创新、企业管理;金莹莹,女,硕士研究生,研究方向为技术创新、绿色创新管理;唐海燕,女,硕士研究生,研究方向为技术创新。第 39 卷第 4 期 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)Vol.39 No.42023 年 7 月 Journal of North China University of Water Resources and Electric Power(Social Science Edition)Jul.2023DOI:10.13790/j.ncwu.sk.2023.050 投稿网址:http:/引用格式:张秀峰,金莹莹,唐海燕.财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响J.华北水利水电大学学报(社会科学版),2023,39(4):21-33,40.财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响张秀峰,金莹莹,唐海燕(河南师范大学 商学院,河南 新乡 453007)摘 要:基于20122020 年我国84 家光伏上市企业的面板数据,分析财税激励政策对我国光伏企业绿色技术创新的影响,检验研发投入的中介效应和环境规制的调节效应。研究结果表明:财税激励政策可以显著促进我国光伏企业绿色技术创新绩效;从影响机制角度,财税激励政策通过研发投入这一中介变量显著提高了光伏企业的绿色技术创新水平,研发投入在上述过程中发挥了部分中介作用;同时,环境规制发挥了负向调节作用,较强的环境规制能够负向调节财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响。关键词:财税激励政策;光伏企业;绿色技术创新;环境规制;研发投入 中图分类号:F273.1 文献标识码:A 文章编号:2096-7055(2023)04-0021-13 在传统能源日益紧缺和生态环境每况愈下的双重压力下,新能源的合理开发和充分利用越来越受到世界各国的关注。我国能源种类丰富且产量较大,但能源需求和消费持续增长,长久以往会造成能源短缺以及环境污染。与传统能源相比,包括光伏在内的新能源具有资源丰富、污染较小、广泛分布等优点,对减少环境污染、促进社会经济可持续发展具有重要意义。在政府部门的积极推动下,光伏上市企业发展日新月异,发展速度大幅提升。然而,光伏产品从原材料的生产到发电系统的组建,存在着一定程度的环境污染问题。光伏企业快速发展的背后存在技术水平低、开发成本高、市场竞争力不足等诸多问题。因此,以技术创新为基础的绿色转型是实现光伏企业可持续发展的有效途径。绿色技术创新是实现环境保护和经济发展并行不悖的有效手段。目前,绿色技术创新已逐渐成为技术创新的核心内容。光伏企业作为典型的环保企业,其绿色技术创新水平的提高对经济健康发展至关重要。然而,绿色技术创新的双重外部性导致企业对绿色技术创新缺乏主动性,需要外部力量激励光伏企业开展和实现绿色技术创新。财税激励政策和环境规制是政府推动企业进行绿色技术创新的两种重要举措。财税激励政策和环境规制在光伏企业开展绿色技术创新过程中如何发挥作用,政策实施效果如何,是社会关注的焦点。目前来看,绿色技术创新方面的宏观层次研究最为丰富,但对企业微观层次研究较少,尤其是关于光伏企业绿色技术创新的研究比较匮乏1。相关领域的研究主要集中于理论阶段,从实证的角度对光伏企业绿色技术创新进行研究的文章比较鲜见2。与已有的文献相比,本研究的特色在于:第一,以往文献大多关注政府补贴这一单个影响因素,本研究将政府补贴与税收优惠相结合;第二,以往文献主要关注政府补贴对光伏企业创新产出的影响,本研究关注财税激励政策对光伏企业绿色技术创新绩效的影响;第三,以往研究主要是基于宏观层面的定性讨论,企业微观层面的实证研究较少,本研究从企业微观层面出发,分析和探讨财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响;第四,将研发投入作为中介变量考察财税激励政策的实施效果,并探究环境规制的调节作用,为财税激励政策的有效性提供了新证据。一、文献综述绿色技术一词源于西方国家工业化时期的社会生态运动,其概念最早由 Braun 等学者提出3,后经相关学者对其进行重新界定和理解,绿色技术指可以保护环境、减少浪费和环境污染、改善生态的技术体系4。绿色技术创新是对环境和生态保护相关知识的应用,包括对环境保护的管理创新和技术创新两个部分5。光伏发电因可以直接将光能转化为电能而备受人们青睐,但实际上,在光伏板制造过程中会产生高污染、高能耗的中间产品,并且从原材料生产到发电系统的组建,均存在一定程度的环境污染问题。因此,光伏企业可以通过进行绿色技术创新实现生态环境保护和经济健康发展的双重目标。绿色技术创新不同于一般性技术创新,绿色技术创新存在明显的“双重外部性”6。一是与环境污染相关的负外部性。由于环境资源具有社会公共性且成本较低,企业会因较低的减排成本而过度排放。相比于开展绿色技术研发活动,企业更愿意进行成本较低但污染较高的生产活动。二是与知识溢出相关的正外部性。企业研发成果容易被其他企业模仿甚至超越,打击了企业开展绿色技术研发活动的积极性,导致整个市场变成了一种等待博弈。这两种外部性导致光伏企业无法完全依靠自身力量开展绿色技术创新活动。政府政策对引导光伏企业进行绿色技术创新来说至关重要,地方政府推动光伏企业进行绿色技术创新的措施包括以下两方面:一是通过政府补贴和税收优惠这两种财税激励政策直接或间接地促进光伏企业开展绿色技术创新;二是通过命令控制型的环境规制政策倒逼光伏企业加大绿色技术研发投入力度,促进绿色技术创新发展。在财税激励政策对绿色创新影响方面,陈书伟等学者通过研究发现,政府创新型补贴对企业绿色技术创新绩效有促进作用,这种正向促进作用会因企业性质和企业生命周期阶段不同而呈现显著差异性7。吕久琴等学者研究发现,某些企业通过自身技术变革可以产生巨大的外部经济,但企业需要为此付出巨额成本,并且无法完全占有变革产生的外部经济,导致企业无法实现帕累托最优,此时政府补助会有效促进这些企业的发展8。Acemoglu 等学者认为,绿色技术创新具有的正外部性会导致企业减少技术创新投入,而政府补贴则会为企业提供技术创新投入资金从而提高企业绿色研发水平9。Minniti 等学者发现,研发税收激励对总要素生产率的增长有积极的影响,并且对处于技术前沿面的产业影响更为显著10。Huo 等学者对我国政府干预政策进行了梳理,并通过实证研究证明税收优惠政策能够鼓励我国光伏研发11。Mamuneas 等学者研究发现,财税激励政策是企业研发投入的主要资金来源,政府补贴和税收优惠能够通过提高研发投入有效冲抵技术创新的外部效应,缓解资金短缺现状12。然而,也有相关学者意见相左。钱丽等学者认为,政府补贴会对企业绿色技术创新产生抑制效应,原因是政府补贴会挤占企业原本的绿色研发投入,对企业绿色研发形成替代效应13。Dominique 等学者发现,政府补贴与绿色技术创新的关系并非线性,政府资助强度对绿色技术创新呈现倒“U”型关系14。因此,有关财税激励政22 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)2023 年第 4 期策与绿色技术创新的研究可归结为抑制和促进两种观点。在环境规制对绿色创新影响方面,相关学者对“波特假说”的逻辑性和可行性争论已久。张成等学者通过研究发现,环境规制会挤占企业财务资源,将原本的绿色研发投入用于非创新性的环境污染治理环节,这导致企业研发资金紧张,研发活动难以进行15。因此,环境规制强度与企业绿色技术创新水平为负相关关系,这与“波特假说”所支持的观点相反。谢荣辉研究发现,在短期内,环境规制会负向影响企业绿色生产率,并且环境规制与以减少污染排放为主要目的的环保技术创新呈现负相关关系16。Porter 等学者认为,短期内环境规制产生的环保成本会挤占企业的研发投入,但从长期来说,绿色技术创新通过优化产业结构和提高生产效率,使得经济增长和环境保护并行相容,其绿色创新产生的经济效益远高于绿色研发成本17。因此,环境规制对企业绿色创新绩效的提升有促进作用,这与“波特假说”观点一致。Kriechel 等学者认为,政府环境规制是解决绿色技术创新正外部性引发的市场失灵的有效手段,可以制约环境资源利用的负外部性18。李斌等学者认为,环境规制与绿色技术创新之间的关系并非线性,二者呈现“U”型关系19。综上所述,有关环境规制与绿色技术创新的研究总体上可归结为抑制和促进两种作用效果,环境规制强度的改变会影响两种作用效果的发挥。从现有研究来看,关于财税激励政策与环境规制对企业绿色技术创新影响的研究颇丰,这种影响效果受企业年龄、企业性质、企业规模及创新环境的影响。相较一般传统企业,光伏企业的资本密集性、技术密集性、政策敏感性以及创新风险等都更高,其绿色技术创新活动具备正外部性明显、风险性较高和不确定性较大等特征,致使政府补贴对光伏企业绿色技术创新的影响机制和传导路径更加复杂20。目前,从政府行为视角分析一般性传统企业绿色技术创新的研究较多,而对光伏企业绿色技术创新的研究较少。本研究将财税激励政策和环境规制两类政府行为纳入同一研究框架,深入探究财税激励政策对企业绿色技术创新的影响机制,同时分析环境规制对上述影响的调节作用。二、理论分析与研究假设 (一)财税激励政策与绿色技术创新政府补贴和税收优惠是政府实施财税激励政策时常用的两种工具。就光伏企业而言,财税激励政策的目标是促进光伏企业开展技术创新和扩大光伏企业投资,缓解部分光伏企业融资难的问题,进而促进光伏企业提高绿色技术创新能力。政府补贴是政府提供给企业的财政性资金,目的是实现光伏企业特定的经济社会发展目标。政府补贴往往目的明确,政府部门会对补贴用途加以引导和约束。而税收优惠是事后激励政策,能够通过税费减免或税费返还降低企业税收负担,且相对政府补贴来说,企业对其使用的自主性相对更强21。由于政府补贴和税收优惠的实施方式和实施目标存在差异,其对光伏企业绿色技术创新活动的影响存在异质性22。首先,外部性理论认为,技术创新的正外部性导致绿色技术创新进入市场后会产生知识溢出效应,导致开展绿色技术创新的光伏企业自身利益受损23。目前,中国关于专利保护制度的立法并不健全,使得光伏企业绿色技术创新成果极易被模仿,导致技术变革产生的社会经济效益远大于光伏企业自身利益,从而削弱了光伏企业开展绿色技术创新的意愿。其次,根据技术创新理论,知识溢出效应也会导致光伏企业对绿色技术创新资金投入不足,此时政府补贴就可以补偿光伏企业开展绿色技术创新活动导致的正外部性,进而使光伏企业创新收益提高。最后,传统融资方式难以满足光伏产业这一新兴产业的发展需求。由于光伏企业绿色技术创新活动周期长、风险高,多数融资能力不足的光伏企业只能“望洋兴叹”。政府补贴作为事前补贴,能在光伏企业开展绿色技术创新活动前为其提供部分资金,缓解光伏企业资金压力,提高其绿色创新积极性,从而有利于提高光伏企业绿色技术创新绩效7。基于此,本文提出以下假设。H1a:政府补贴对光伏企业绿色技术创新绩效具有促进作用。由于政府补贴的目标具有较强的确定性,且32张秀峰,等:财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响政府部门会对政府补贴的用途加以引导和约束,因此,政府补贴具有一定的政治色彩。相比于政府补贴的确定性,税收优惠政策以更加灵活的形式支持企业的发展,既能充分利用市场机制激发光伏企业的主观能动性,又兼具公平的特点,且普遍对企业研发投入起到了正向的影响21。绿色技术创新的前提依旧是创新,它具有一般性创新的特性,同时能够节约资源和保护环境。关于税收优惠与企业技术创新之间关系的研究颇为丰富,大部分学者经过研究发现,税收优惠可以促进企业技术创新。关于光伏企业的相关研究,国内部分学者通过对法律框架、市场激励和生产政策等政府干预的实证研究,发现税收优惠政策能够促进我国光伏企业的研发11。国外相关学者改进了物流模型,模拟光伏企业的演化路径,结果表明,碳税与补贴的混合政策在促进新能源技术研发中发挥着重要作用24。整体来看,税收优惠有利于光伏企业开展绿色技术创新活动。基于此,本文提出以下假设。H1b:税收优惠对光伏企业的绿色技术创新绩效具有促进作用。(二)财税激励政策与研发投入财税激励政策作为一种财力资源,能够缓解光伏企业绿色技术创新的压力,激励光伏企业加大绿色技术创新投入。财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的激励机制如下:第一,降低绿色技术研发成本,提升研发积极性21。政府补贴不仅能够为光伏企业开展绿色技术创新活动注入资金,缓解其前期面临的资金压力,而且能够降低光伏企业绿色技术创新中的沉没成本和边际成本。税收优惠作为一种事后补贴政策,能够为光伏企业带来更多的自由现金流,缓解绿色技术创新过程中各个阶段资金短缺带来的压力,提升光伏企业绿色技术创新积极性。第二,降低绿色技术创新活动风险。政府补贴可以通过反映未来光伏产业整体发展方向来发挥引导作用,弥补由于市场的不确定性导致的市场失灵,同时弥补绿色技术创新正外部性引发的光伏企业自身收益不足。税收优惠以更加及时、稳定和规范的方式减轻光伏企业税收负担,为其绿色技术创新活动提供财政支持。第三,缓解企业融资约束。一方面,财税激励政策为光伏企业绿色技术创新活动提供直接的资金支持,缓解光伏企业绿色技术创新过程中面临的融资约束;另一方面,财税激励政策具有“信号传递”属性,通过传递政府扶持信号发挥导向作用,引导市场多元化资金流向光伏企业,间接提高光伏企业融资能力。基于此,本文提出以下假设。H2:财税激励政策对光伏企业研发投入具有促进作用。(三)财税激励政策、研发投入与绿色技术创新财税激励政策体现了我国政府对企业研发创新的激励导向,在企业开展研发创新活动的过程中具有明显的信号传递属性,能够提高企业开展绿色技术研发积极性。就光伏企业而言,财税激励政策能够促使光伏企业提高研发投入水平,引导外部资金流入,提高光伏企业绿色技术创新绩效。同时,面对绿色技术创新活动巨大的退出成本,光伏企业会想方设法提高自身研发水平,加快绿色技术创新步伐。开展绿色技术创新活动不仅能够促进光伏企业内部自主创新,还能借助“认证”效应实现与合作伙伴的开放式创新,双管齐下提高光伏企业绿色技术创新绩效。李凤梅等学者通过研究发现,政府补贴和光伏企业创新绩效之间呈正相关关系,并且政府补贴通过企业研发支出显著促进光伏企业创新绩效,研发支出在这一过程中起中介作用25。陈书伟等学者研究发现,光伏企业通过获得政府补贴可以向外部传递政府支持信号,获得外部其他主体和相关企业的资金支持7。由此看出,财税激励政策通过增加研发投入提高光伏企业绿色技术创新的积极性,从而提升其绿色技术创新绩效。基于此,本文提出以下假设。H3:研发投入在财税激励政策与光伏企业绿色技术创新之间发挥中介作用。(四)环境规制的调节作用基于开放式创新理论,光伏企业绿色技术创新依赖内外部环境之间的良性互动,因此,财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的作用路径受光伏企业所处区域的环境规制强度所影响。42 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)2023 年第 4 期一方面,较高的环境规制强度能够强化财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响。光伏企业通过绿色技术创新提升生产效率和优化生产流程,使得经济发展和环境保护并行不悖,其通过创新获得的补偿远远超过绿色研发投入成本。环境规制对光伏企业绿色技术创新的“创新补偿”能够抵消内部绿色成本,从而激发光伏企业持续提高绿色技术创新的动机。另一方面,企业由于较低的减排成本而引起的过度排放问题会造成严重的环境污染,仅靠市场自身无法解决环境污染问题,由此产生的市场失灵要通过环境规制来解决。外溢效应使得光伏企业无法通过自身承担成本开展绿色技术创新活动实现企业利益最大化,也无法实现帕累托最优26。光伏企业融资能力相对较弱,由于绿色技术创新前期需投入大量的人财物等资本,加之环境规制易引起环保成本增加,这会导致光伏企业短时间内无法缓解资金压力。因此,当光伏企业能够通过其他渠道获得资金缓解环保成本压力时,绿色技术创新活动就不会大规模地开展。基于此,本文提出以下假设。H4:环境规制对财政激励政策与绿色技术创新之间的关系具有负向调节作用。根据理论分析与研究假设,研究模型如图 1 所示。图 1 研究模型 三、研究设计 (一)样本选择与数据来源选取20122020 年我国A 股光伏上市公司作为研究样本,企业及专利数据来源于 CNRDS 数据库、Wind 数据库、CSMAR 数据库、国家知识产权局,环境规制相关数据来源于中国环境统计年鉴。为确保数据的准确性和真实性,更准确地分析财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响,基于平衡面板对数据做了以下处理:一是删除样本研究期间内 ST 公司以及已经退市的公司;二是对数据中出现的部分缺失值使用线性插值法进行填补;三是剔除指标数据严重缺失的样本。通过数据处理最终得到 756 个观察值。(二)变量选取和定义1.被解释变量 专利数量既能衡量一个企业的创新能力,也能体现企业创新活动的产出。参考方先明、张玉明等学者的做法,采用企业绿色专利数量衡量企业绿色技术创新(Y)27-28。根据世界知识产权组织国际局提供的绿色专利清单,按照绿色专利 7 类划分标准(包含交通运输、废弃物管理、能源节约、替代能源生产、行政监管与设计、农林以及核电 7类绿色技术),通过国家知识产权局专利数据库识别并筛选样本企业绿色专利申请量,并对企业年度绿色专利申请量进行对数化处理29。2.解释变量 政府补贴(X1)用企业财务报表附注或利润表中“政府补助”项目进行衡量,对数据进行对数化处理。税收优惠(X2)用企业当年收到的政府“税费返还”衡量,同样进行对数化处理。3.中介变量由于关于研发人员投入的数据不完整,研发投入(M)用企业当年的研发支出金额的自然对数衡量。4.调节变量 有研究提出,采用环保投入与主营业务收入的比值或企业污染排放量来衡量环境规制30。52张秀峰,等:财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响由于地区产业结构差异、企业内部差异造成环境规制影响的不同,环境规制(W)参照张成、汤吉军等学者的研究方法15,31,用该企业所在省份当年工业污染治理完成投资情况作为环境规制衡量指标,反映所属省份环境污染治理强度。5.控制变量 资产负债率反映企业利用债权人提供经营资金进行经营活动的能力。成立年限较长和规模较大的企业拥有更多的人力资本、财务资本和更先进的技术和设备。产权性质决定了企业获取补贴的难易程度。因此,选取资产负债率(C1)、企业规模(C2)、产权性质(C3)和企业年龄(C4)作为控制变量。相关变量以及变量定义如表 1 所示。表 1 变量解释变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量绿色技术创新Y企业当年绿色专利申请量加 1 取对数解释变量政府补贴X1财务报表附注中“政府补助”的自然对数税收优惠X2“税费返还”的自然对数中介变量研发投入M企业研发支出的自然对数调节变量环境规制W每千元工业增加值的工业污染治理完成投资额控制变量资产负债率C1总资产/总负债企业规模C2企业总资产自然对数产权性质C3最终控制人性质,国有企业为 1,非国有企业为 0企业年龄C4企业成立年限(三)模型设计为了检验政府补贴对绿色技术创新的影响,探究研发投入的中介作用,根据现有研究文献建立模型(1)、(2)和(3):Yit=0+1X1it+nZit+it;(1)Mit=0+1X1it+nZit+it;(2)Yit=0+1X1it+2Mit+nZit+it。(3)式中:0为截距项;i 表示企业;t 表示年份;Yit表示企业 i 第 t 年绿色技术创新水平;Mit表示企业i 第 t 年的研发支出;X1it表示企业 i 第 t 年政府补贴金额;Z 表示所有控制变量;it 表示随机误差项。为了检验税收优惠对绿色技术创新的影响,探究研发投入的中介作用,根据现有研究文献建立模型(4)、(5)和(6):Yit=0+1X2it+nZit+it;(4)Mit=0+1X2it+nZit+it;(5)Yit=0+1X2it+2Mit+nZit+it。(6)式中 X2it表示企业 i 第 t 年的税收优惠。为检验环境规制在财税激励政策与绿色技术创新之间是否起到调节作用,建立模型(7)和(8):Yit=0+1X1it+2Wit+3X1itWit+nZit+it;(7)Yit=0+1X2it+2Wit+3X2itWit+nZit+it。(8)式中:Wit表示企业 i 所在省份第 t 年污染治理完成投资额;3表示环境规制的调节作用。四、实证分析 (一)描述性统计分析表 2 列出了描述性统计结果。表 2 描述性统计结果变量样本量平均值中位数标准差最小值最大值Y7562.0232.0791.4020.0005.864X175616.83016.7501.44511.24020.680X275616.74016.9802.0726.21021.430M75618.34018.3601.29311.96021.680W7475.5364.9603.5832.58033.690C175649.44049.67018.5605.95097.170C275622.59022.5101.21918.39026.810C37560.3570.0000.4790.0001.000C475618.56018.0005.3724.00036.00062 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)2023 年第 4 期 由表 2 可知,除产权性质外,所有变量平均值均大于标准差,说明所有变量均不存在极端值。光伏企业政府补贴的标准差较小,表明光伏产业获得的政府补贴总体差异较小,反映政府补贴具有 普 遍 性 的 特 征。税 收 优 惠 标 准 差 为2.072,相较于政府补贴标准差来说比较大,但是其平均数与中位数十分相近,说明税收优惠在光伏产业具有普惠性。从研发投入标准差和平均值来看,光伏行业研发水平波动不大。资产负债率接近 50%,处于适宜水平,表明当前光伏产业整体上处于稳健发展状态。(二)相关性回归分析表 3 为样本企业主要变量间相关性分析结果。由表 3 可知,主要解释变量与被解释变量间存在显著相关关系,方向、显著性均与实证回归结果一致,说明本研究的模型具有合理性。表 3 相关性检验结果变量YX1X2MWC1C2C3C4Y1.000X10.470 1.000X20.403 0.500 1.000M0.482 0.506 0.492 1.000W-0.125 0.175 -0.021-0.101 1.000C10.175 0.172 0.166 0.122 0.0111.000C20.474 0.720 0.505 0.533 0.169 0.410 1.000C3-0.052-0.002-0.017-0.0590.085 0.184 0.118 1.000C40.147 0.323 0.309 0.355 0.118 0.189 0.421 0.0431.000 注:、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著,下同。(三)回归分析1.基础回归分析表 4 为样本企业基础回归结果与中介变量回归结果。表 4 模型(1)是政府补贴与绿色技术创新的回归结果。结果表明,政府补贴在 1%水平上显著促进了光伏企业的绿色技术创新绩效。在控制其他变量不变的情况下,政府补贴程度越大,光伏企业绿色专利申请量越大,表明政府补贴能够显著提高光伏企业绿色技术创新能力,验证了假设 H1a。表 4 模型(4)是税收优惠与绿色技术创新的回归结果。结果表明,税收优惠在1%水平上显著促进了光伏企业的绿色技术创新绩效,表明税收优惠能够有效促进光伏企业的绿色技术创新能力,验证了假设 H1b。对比模型(1)和模型(4)发现,政府补贴比税收优惠对绿色技术创新的促进作用更大。可能是因为税收优惠对光伏企业来说自由支配性更强,企业可能会将其用于与绿色技术创新无关的其他活动。而政府补贴具有确定性,政府部门会规定光伏企业须将政府补贴用于绿色技术创新活动,企业自主支配权较小,这也从侧面印证了政府对光伏企业绿色技术创新的重视。表 4 基础回归结果与中介变量回归结果变量模型(1)Y模型(2)M模型(3)Y模型(4)Y模型(5)M模型(6)YX10.254 0.190 0.191 (0.045)(0.039)(0.043)X20.150 0.167 0.097 (0.025)(0.021)(0.025)M0.331 0.317 (0.040)(0.041)C1 0.002-0.005 0.0040.000-0.006 0.002(0.003)(0.002)(0.003)(0.003)(0.002)(0.003)C2 0.360 0.378 0.234 0.470 0.416 0.338 (0.059)(0.052)(0.059)(0.047)(0.040)(0.048)C3-0.268 -0.255 -0.184-0.275 -0.243 -0.198(0.093)(0.081)(0.090)(0.093)(0.079)(0.090)72张秀峰,等:财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响续表变量模型(1)Y模型(2)M模型(3)Y模型(4)Y模型(5)M模型(6)YC4-0.019 0.037 -0.031 -0.024 0.031 -0.033 (0.009)(0.008)(0.009)(0.009)(0.008)(0.009)常数-10.059 6.249 -12.128 -10.588 5.978 -12.482 (0.883)(0.770)(0.882)(0.869)(0.741)(0.872)N756756756756756756R20.271 0.349 0.332 0.276 0.380 0.329 2.中介变量回归分析表 4 模型(2)表示政府补贴显著促进了光伏企业的研发支出,即企业获取的政府补贴激发了企业投入更多的自主研发资金。表 4 模型(5)表示税收优惠显著促进了光伏企业的研发支出,即税收优惠能够有效激发企业投入更多的自主研发资金。因此,税收激励政策对光伏企业研发投入具有促进作用,假设 H2 得到验证。由模型(3)可知,研发投入在政府补贴对企业绿色技术创新的促进作用中发挥了中介效应。模型(3)与模型(1)相比,政府补贴的系数变小,显著性没有改变,说明研发投入在这一过程中起到了部分中介作用。政府补贴为光伏企业注入资金,减小了光伏企业因绿色技术研发高成本带来的压力,降低了绿色技术研发风险,有助于光伏企业进一步增加绿色技术研发投入。同时,政府补贴的信号传递效应在一定程度上缓解了光伏企业的融资压力,间接促进了光伏企业绿色技术创新。由模型(6)可知,研发投入在税收优惠对光伏企业绿色技术创新的促进作用中发挥了中介效应。模型(6)与模型(4)相比,税收优惠的系数变小,显著性没有改变,说明研发投入起到了部分中介作用。因此,研发投入在财税激励政策与光伏企业绿色技术创新的关系中发挥了部分中介作用,假设 H3得到验证。3.调节变量回归分析为了避免多重共线性问题,对交互项进行中心化处理,回归结果如表 5 所示。由表 5 可知,模型(1)中 X1系数显著为正,W 系数显著为负,X1W系数在 10%水平上显著为负,表明环境规制能够发挥显著的负向调节效应。环境规制强度较大时,政府补贴对光伏企业绿色技术创新的正面促进作用被削弱。模型(2)中 X2系数显著为正,W系数显著为负,交乘项 X2W 显著为负,表明环境规制能够发挥显著的负向调节效应。在环境规制强度较大时,税收优惠对光伏企业绿色技术创新的促进作用效果被显著地削弱了,假设 H4得到验证。出现这个结果的原因可能是环境规制会导致光伏企业污染治理成本增加,挤占其原本的研发投入,从而抑制了光伏企业绿色技术创新。表 5 调节变量回归结果变量模型(1)Y模型(2)YX10.266 (0.045)X20.132 (0.024)W-0.085 -0.081 (0.012)(0.013)X1W-0.021(0.012)X2W-0.014(0.006)C10.001-0.001(0.003)(0.003)C2 0.391 0.526 (0.058)(0.047)C3-0.203-0.236(0.092)(0.092)C4-0.014-0.019(0.009)(0.009)常数-10.516 -11.122 (0.860)(0.855)N747747R20.320 0.313(四)稳健性检验1.负二项模型检验 为检验结果的稳健性,将未取对数的绿色专82 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)2023 年第 4 期利申请量作为因变量,并使用计数回归模型进行结果分析。常用计数模型有两种,分别是泊松回归模型和负二项回归模型。由于绿色专利申请量方差远大于均值,故采用负二项回归进行估计,回归结果如表 6 所示。政府补贴和税收优惠的系数分别为 0.228 和 0.128,且在 1%水平上显著,证明研究结果具有稳健性。2.滞后性检验 财税激励政策对绿色技术创新的影响可能存在时滞性,故将解释变量政府补贴和税收优惠滞后两期,滞后性检验结果如表 7 所示。根据表 7回归结果可知,上述影响具有显著性,表明财税激励政策对绿色技术创新的影响具有滞后性且通过稳健性检验。表 6 负二项模型检验结果变量模型(1)Y模型(2)YX10.228 (0.059)X20.128 (0.037)C10.010 0.009 (0.003)(0.003)C2 0.340 0.449 (0.074)(0.065)C3-0.286 -0.372 (0.106)(0.105)C4-0.018-0.027 (0.010)(0.010)常数-9.003 -9.509 (1.170)(1.151)N756756表 7 滞后性检验结果变量滞后一期模型(1)Y模型(2)Y滞后两期模型(3)Y模型(4)YX10.228 0.154 (0.043)(0.040)X20.127 0.111 (0.024)(0.023)Zyesyesyesyes常数-10.294 -10.754 -10.556 -11.017 (0.880)(0.872)(0.885)(0.875)N756756756753R20.267 0.268 0.254 0.266 五、进一步分析:异质性分析 (一)基于所有制类型的分组回归分析国有企业在我国战略性行业中具有得天独厚的优势,在关系国民经济命脉的领域保持主导地位,对国家经济的发展起着至关重要的作用。非国有企业的蓬勃发展对经济高质量发展必不可少,同时,非国有企业面临的激烈竞争环境既是压力也是动力。企业的产权性质不同,其所处的竞争环境与面临的创新风险也不同32。为进一步检验财税激励政策对不同所有制光伏企业绿色创新绩效影响的差异,本研究根据产权性质的差别,将样本分为国有企业和非国有企业,对其进行分样本回归,结果如表 8 所示。通过表 8 第(1)列和第(2)列的结果可知,政府补贴和税收优惠对国有光伏企业绿色技术创新影响的回归系数分别为 0.032 和 0.030,虽然体现了政府补贴和税收优惠对国有光伏企业绿色技术创新存在正向促进作用,但是促进效果并不显著。结合前文的相关理论分析及文献述评,本研究认为可能的原因有以下几点:第一,国有光伏企业在国民经济发展中发挥主导作用,更易获得政府部门的政策补贴,这使国有企业与政府的关系更加紧密,增加企业研发过程中寻租的可能性。由于寻租活动会为企业带来短期经济利益,企业为获取更多短期经济利益而改变投资行为,将更多资源投资到寻租过程中。因此,寻租带来的短期经济利益会将企业原本的绿色创新性投资挤压到非生产性的寻租活92张秀峰,等:财税激励政策对光伏企业绿色技术创新的影响动中,即对绿色研发投入产生挤出效应33。第二,政府为保持整个行业的稳定性,出台系列产业政策引导相关国有企业进入光伏行业。在此背景下,一些新能源行业的国有企业开始不断对光伏企业进行并购34,这有助于光伏行业的快速发展,但快速扩张会导致国有企业出现资金链断裂、管理不善及经营经验不足等问题,致使国有企业面对绿色技术研发力不从心。以上原因可能会导致财税激励政策对国有光伏企业绿色技术创新的影响不显著。根据表 8 第(3)列和第(4)列结果可以发现,政府补贴和税收优惠对非国有企业绿色技术创新的影响系数分别为 0.432 和 0.183,且在 1%的水平上显著,表明政府补贴和税收优惠对非国有光伏企业的绿色技术创新具有显著的正向影响,这可能是因为以下几点。第一,光伏产业知识、技术和资本密集程度整体较高,相比国有光伏企业,非国有光伏企业面临的竞争更加严峻且激烈,需要更强有力的核心竞争力才能在激烈的竞争环境中获得一席之地。因此,非国有企业充分认识到进行绿色技术创新是企业立足的迫切需求,会更倾向于进行绿色技术创新。第二,非国有企业融资困难,难以为自身的绿色技术创新活动持续提供充足的资金。政府补贴和税收优惠可以解决非国有企业资金周转困难的问题,增加非国有企业自由现金流,降低绿色技术创新风险,解企业燃眉之急。第三,财税激励政策的信号传递效应在非国有企业表现得明显且强烈。信息不对称导致市场中其他主体认为获得补贴的非国有企业更具有发展潜力,可以吸引更多的外部多元化创新性投资,从而提高非国有企业的绿色技术创新绩效。表 8 样本企业分所有制类型回归结果变量国有企业(1)Y(2)Y非国有企业(3)Y(4)YX10.0320.432 (0.062)(0.060)X20.0300.183 (0.038)(0.033)Zyesyesyesyes常数-8.368 -8.542 -11.052 -11.798 (1.223)(1.226)(1.199)(1.214)N270270486486R20.3140.3150.3260.297(二)基于行业类型的分组回归分析不同行业间由于经营模式、资本及技术密集程度不同,其拥有的技术、设备、研发人员等有所差别。本研究对样本光伏企业按照行业类别进行分类,分为制造业光伏企业和非制造业光伏企业,非制造业光伏企业是指属于建筑业、燃气及水生产和供应业、软件和信息技术服务业等行业的光伏企业。对制造业光伏企业和非制造业光伏企业进行分样本回归分析,结果如表 9 所示。通过表 9 第(1)列和第(2)列结果可以看出,政府补贴和税收优惠对非制造业光伏企业绿色技术创新的回归系数分别为 0.268 和 0.089,且政府补贴对非制造业光伏企业回归系数在 1%的水平上显著,而税收优惠对非制造业光伏企业回归系数很小且不显著。通过表 9 第(3)列和第(4)列结果可以看出,政府补贴和税收优惠对非制造业光伏企业绿色技术创新的回归系数分别为 0.155 和 0.138,且都在 1%的水平上显著。这可能是因为以下几点:第一,税收优惠作为一项事后财税激励政策,优惠额度往往会受到受惠企业盈利能力、应交税费和政府行为偏好的影响。非制造业利润往往不如制造业高,因此税收优惠力度也不如制造业大;第二,与制造业相比,非制造业大多属于服务业,非制造业中技术创新并非03 华 北 水 利 水 电 大 学 学 报(社 会 科 学 版)2023 年第 4 期处于主导地位,其创新的形式多样化且与技术创新关系不大;第三,政府补贴力度具有普遍性,受企业盈利能力的影响不如税收优惠大,因此,政府补贴对非制造业光伏企业绿色技术创新影响显著。(三)基于区域类型的分组回归分析由于我国东、中、西部地区经济发展水平存在显著差异,政府为满足当地发展需要,针对不同地区经济发展模式采取不同的激励手段和措施。东部地区市场化进程较快,经济发展水平较高,人才及资金等资源充足。相较于东部地区,中、西部地区发展较为落后,同时面临人才流失等系列问题。参考张鑫等学者的做法35,本研究将我国划分为东部地区、中部地区和西部地区,分析财税激励政策对东部地区、中部地区和西部地区光伏企业绿色技术创新影响效果的差异。表 9 样本企业分行业回归结果变量非制造业(1)Y(2)Y制造业(3)Y(