企业金融化与绿色技术创新——基于媒体关注的调节效应检验.pdf

10 2023 年 8 月第 4 期总第 180 期金融理论与教学Finance Theory and Teaching企业金融化与绿色技术创新基于媒体关注的调节效应检验宋海涛，武文，赵梦佳（哈尔滨金融学院，黑龙江 哈尔滨 150030）摘要：以 2 0 1 0 2 0 2 0 年 A股上市的非金融企业为样本，实证检验了媒体关注对企业金融化与绿色技术创新关系的调节作用。结果显示，企业金融化显著抑制了绿色技术创新，媒体关注负向调节二者之间的关系。研究成果丰富扩展了企业绿色技术创新的影响因素、传导机制和作用路径。关键词：企业金融化；媒体关注；环保投资；绿色技术创新中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1004-9487（2023）04-0010-06收稿日期：2022-06-21基金项目：2022年度黑龙江省属本科高校基本科研业务费项目“碳约束下黑龙江省战略性新兴产业绿色创新发展路径研究”（2022-KYYWF-E003）。作者简介：宋海涛（1977-），男，河北乐亭人，教授，硕士生导师，研究方向为环境会计与绿色技术创新；武文（1983-），女，黑龙江哈尔滨人，硕士，讲师，研究方向为资本市场与财务会计；赵梦佳（1982-），女，山东莱州人，硕士，研究方向为企业并购与重组。一、引言近几年，我国高度重视生态文明建设，在统筹国内国际两个大局的前提下，中国向世界郑重承诺“2030 年碳达峰、2060 年碳中和”的发展目标。党的二十大报告指出“推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”。现阶段，“双碳目标”已纳入我国生态文明建设整体布局，党中央要求加强绿色技术创新攻关和推广应用，推进经济社会全面绿色转型。绿色技术创新不仅有利于企业减少碳排放、进行清洁生产和提供绿色产品1，对于改善区域环境质量、实现减污降碳协同增效2，进而推动国家绿色生态体系建设均具有重要的战略意义3。长期看，将绿色技术创新内嵌于企业生产经营全流程，可以降低企业碳排放、实现可持续发展，但短期内却降低了企业财务绩效4。为应对企业短期经济效益下滑，管理层偏好于通过金融化投资来提高企业收益，从而向外界传递企业良好的经营业绩，这不仅有利于缓解企业融资约束，还有利于增加企业的留存收益5。因此，本文从绿色技术创新视角研究企业金融化的实际影响。当前，绿色技术创新已成为国内外学者研究的热点问题，通过对相关文献梳理发现，影响企业绿色技术创新的因素多集中于外部宏观环境，例如环境规制6、低碳城市试点3、经济政策不确定性7、媒体关注8等，鲜有研究企业金融化对绿色技术创新的影响。因此，本文用企业获得绿色专利全部数量表示企业总体绿色技术创新、用绿色发明专利数量代表企业实质性绿色技术创新，从两个绿色技术创新角度进行全面衡量，基于 A 股非金融上市公司数据，实证检验企业金融化对总体绿色技术创新和实质性绿色技术创新的 11 影响，并检验了媒体关注对企业金融化与绿色技术创新关系的调节作用。对照分析已有研究成果，本研究可能的增量贡献有：丰富绿色技术创新的影响因素。基于资源基础理论，研究企业金融化与绿色技术创新之间的关系，并实证检验媒体关注在二者之间发挥的调节作用，本研究可以从理论上丰富绿色技术创新的影响因素，有利于企业降低金融化水平，厘清企业金融化和绿色技术创新之间的内在关系和影响机理，加强媒体关注的正面引导作用和外部监督职能，研究结论能对相关理论进行有益的补充，并积极响应国家提出的生态文明发展战略。本文研究成果可以为政府制定有效的金融与环保政策、充分发挥媒体监督与引导作用等宏观机制，提供有价值的参考。二、理论分析与研究假设（一）企业金融化与绿色技术创新依据资源基础理论，在资源受限的情况下，企业内部各种资源之间存在“替代效应”，企业应结合自身的发展战略，将有限资源在金融资产和绿色技术创新之间进行合理配置。企业金融化对绿色技术创新具有三个功能。1.资金蓄水池功能。企业金融化可以为绿色技术创新提供资金支持，金融化投资能够提高企业收益，增加所有者权益，帮助企业拓宽融资渠道并提高权益融资比重，从而有利于降低企业财务风险，进而为企业绿色技术创新提供充裕的资金支持9。另外一种相近观点指出，企业金融化投资对技术创新的效应存在一个拐点，只有当企业金融化投资占比超过总资产的 23%时，企业金融化才能促进技术创新10。2.资金挤占功能。企业金融化投资，挤占技术创新投入资本，影响企业产品研发和工艺流程低碳技术革新11，因而企业金融化抑制绿色技术创新。进一步研究发现，处于不同成长期的企业，其金融化程度高低对持续性创新的影响也不尽相同，成长期企业金融化对持续性创新的“挤出”效应最为明显，此后将逐渐减弱，不同行业企业在不同生命周期阶段的金融化对技术创新的“挤出”效应也存在差异12。3.套利动机功能。管理层通过短期金融投资提高当期经营业绩，以此缓解绩效考核压力13，进一步研究发现，套利动机越强的企业，其金融化对技术创新的挤出效应越大，但随着盈利能力的持续提升，套利机会成本逐渐提高，金融化对技术创新的抑制将逐渐削弱10。综上分析，以提高企业短期绩效为目的的金融化挤占绿色技术创新资金，长期来看，过度金融化诱导企业产生业绩依赖，最终导致企业“脱实向虚”，严重阻碍企业绿色可持续发展。据此，提出如下竞争性假设：假设 1a：其他条件不变情况下，企业金融化与绿色技术创新显著正相关。假设 1b：其他条件不变情况下，企业金融化与绿色技术创新显著负相关。（二）企业金融化、媒体关注与绿色技术创新信号传递理论指出，媒体关注的“扩音器”功能具有引发舆情和调节导向作用14。如上文阐析，企业金融化与媒体关注均对绿色技术创新产生作用，那么媒体关注作为资本市场中一种有效的制度安排15，在企业金融化和绿色技术创新之间如何发挥效应呢？这也是本研究需要着重厘清的问题。媒体肩负传播国家方针政策和针砭时弊的双重职责14。“双碳目标”下，社会舆论理论认为16，媒体对企业“脱实向虚”和“环境污染”事件的关注而引发巨大的社会舆论，迫使企业调整资源配置、推进绿色技术创新17。套利动机驱使下的企业金融化对绿色技术创新产生强烈的挤出效应10，阻碍低碳清洁生产工艺流程革新、影响企业绿色产品研发11。此时，媒体关注作为有效的外部治理机制，能向利益相关者及时传递企业环保信息及财务信息15，引导公众认知并通过舆论围剿监督企业绿色技术创新行为1。假设 2a：媒体关注在企业金融化与绿色技术创新之间发挥正向调节效应。假设 2b：媒体关注在企业金融化与绿色技术创新之间发挥负向调节效应。三、研究设计（一）样本数据来源20082010 年间，金融危机席卷全球，我国政府采取适度宽松的货币政策，2010 年 7 月，国家确定了第一批低碳城市试点。为尽量避免宏观环境不确定性因素对样本的影响，以及国家推行绿色低碳试点工作对企业的引领作用，本文数据选取 20102020 年中国沪深两市 A 股上市公司为初始样本，并对样本进行如下处理：1.剔除金融类、房地产行业上市公司；2.剔除 ST、*ST、PT 类企业样本；3.为避免异常离群值的影响，对全部连续变量进行上下 1%（Winsorize）的缩尾处理。本文数据主要来自 CSMAR 数据库、CNDRS 数据库和 RESSET 数据库。12 （二）变量设定和模型构建1.变量设定本文所使用的的相关变量及其符号如表 1。表 1 主要变量定义变量性质变量符号计算方法被解释变量绿色技术创新GILn（企业获得绿色专利全部数量+1）GInventLn（企业获得绿色发明专利数量+1）解释变量企业金融化Fin（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）/总资产调节变量媒体关注MediaLn（上市公司年度媒体环保负面新闻报道数量+1）控制变量现金流量Cash经营活动现金流量净额/总资产资本结构Lev负债总额/资产总额净资产收益率Roe净利润/平均净资产企业发展能力TobinQ（流通股市值+非流通股面值）/资产总计股权集中度Share第一大股东持股比例独立董事比例Indep独立董事人数/董事会人数企业规模Size企业总资产的自然对数企业年龄AgeLn（当年年度-企业成立年度+1）行业Industry行业固定效应年度Year年度固定效应2.模型构建为了检验本文提出的假设，参考史学智等18的研究，构建模型（1）和（2），分别进行企业金融化和绿色技术创新的基本回归和媒体关注的调节效应回归。设定回归模型如下：GIi,t/GInventi,t=0+1Fini,t+2Controli,t+Yeari,t+Industryi,t+i,t （1）GIi,t/GInventi,t=0+1Fini,t+2Fini,tMediai,t+3Controli,t+Yeari,t+Industryi,t+i,t （2）式中，i 和 t 表示不同的企业和不同的年份；Control 表示控制变量；Year 表示时间固定效应，控制时间因素对企业的冲击；Industry 表示行业固定效应，控制不同行业之间的属性差异；i,t表示随机误差。四、实证结果与分析（一）描述性统计分析表 2 列出了主要变量的描述性统计结果。GInvent 和 GI 的均值、最大值以及标准差较为接近，说明我国上市公司绿色技术创新以发明专利为主，标准差趋近于 1，反映出不同公司间的绿色技术创新个体差异较大。Fin 的最大值为38.7%，标准差为 0.064，上市公司金融化水平整体较高。Media 的最大值为 2.303，说明个别公司污染环境问题亟待解决。其余各项指标的统计分析结果均在合理区间范围，能进行实证分析检验。表 2 主要变量描述性统计variableNmeansdminmaxGI200420.7651.07904.248GInvent200420.6310.97903.892Fin200420.0310.06400.387Media200420.2080.48202.303Cash200420.0460.069-0.1570.240Lev200420.4440.21300.935Roe200420.0620.126-0.5750.370TobinQ200421.9751.41608.719Share200420.3410.1520.0510.744Indep200420.3700.063000.571Size2004222.251.36318.2925.95（二）基准回归结果表 3 报告了企业金融化对绿色技术创新的基准回归结果，列（1）列（4）均采用了固定效应模型。在第（1）列和（3）列中，企业金融化（Fin）的系数分别为-0.417 和-0.491，且在 1%的统计水平上显著，这说明企业金融化抑制了绿色技术创新，且对绿色发明专利的抑制程度更强，假设1b 成立。进一步检验媒体关注对企业金融化和绿色技术创新关系的调节效应，在列（2）和列（4）中，媒体关注（Media）系数分别为 0.096 和 0.083，均在 1%统计水平上显著为正，这表明，媒体关注作为一种有效的外部监督机制，有利于促进企业绿色技术创新。媒体关注与金融化的交乘项系数分别为-0.376 和-0.443，且在 1%的统计意义 13 上显著，说明媒体关注负向调节金融化和绿色技术创新之间的抑制性关系，即媒体关注能起到降低企业金融化水平，提高企业绿色技术创新能力的作用，假设 2b 成立。表3 企业金融化、媒体关注与绿色技术创新的回归分析变量GIGIGInventGInvent(1)(2)(3)(4)Fin-0.417*(-2.83)-0.300*(-3.24)-0.491*(-3.63)-0.275*(-3.31)Media0.096*(5.76)0.083*(5.44)FinMedia-0.376*（-2.11）-0.443*（-2.76）Cash-0.0340(-0.68)0.589*(10.70)0.00400(0.09)0.531*(10.36)Lev-0.011*(-2.19)-0.034*(-8.01)-0.008*(-1.71)-0.033*(-8.65)Roe-0.242*(-1.84)-0.0300(-0.63)-0.225*(-1.83)0.0170(0.37)TobinQ-0.310*(-1.83)-0.888*(-7.33)-0.280*(-1.70)-0.759*(-6.83)Share0.073*(6.49)0.143*(28.58)0.067*(6.47)0.118*(26.77)Industry-0.361*(-4.17)-0.477*(-22.89)-0.365*(-4.57)-0.399*(-21.35)Size0.113(1.37)0.0230(0.25)0.0770(1.00)-0.00800(-0.10)Age0.343*(5.02)0.609*(18.54)0.306*(4.74)0.577*(19.24)_cons-0.205*(-2.18)-1.785*(-17.06)-0.145*(-1.92)-1.559*(-17.54)Indit EffectYesNoYesNoYear EffectYes NoYes NoN20042200422004220042Pseudo.R20.2130.3000.1850.288注：*、*、*分别表示 1%、5%、10%统计水平下显著；括号内的数值为 t 值。五、稳健性检验（一）内生性检验为解决模型设计内生性问题对实证结果的影响，将企业金融化滞后一期作为工具变量5，采用具有固定效应的两阶段最小二乘法进行估计19，表 4 中（1）（2）列回归结果，依然支持本文假设 1b，并且媒体关注还能显著促进企业绿色技术创新，依据 Anderson 检验和 Cragg-Donald 检验结果，工具变量选择合适。同时，为缓解样本选择偏差产生的内生性问题，采用倾向得分匹配法（PSM）进行稳健性检验。受到媒体关注的企业（Media0）为处理组，未受到媒体关注的企业（Media=0）为控制组，本文选取的控制变量设置为协变量，企业获得绿色专利数量（GI/GInvent）设定为输出变量。表 4 中列（3）列（4）回归结果显示，20042 个样本数据，经核匹配后，处理组有 2 个样本、控制组有 155 个样本未匹配，其余 19885 个样本匹配成功，匹配后处理组的偏差显著降低，P 值均大于 0.1，匹配效果好，且回归结果进一步验证本文提出的假设 1b。表4 内生性检验变量GIGInventGIGInvent(1)2SLS(2)2SLS(3)PSM(4)PSMFin-0.432*(-2.03)-0.447*(-2.19)-0.402*(-4.67)-0.387*(-4.97)Media0.049*(4.30)0.045*(4.02)_cons-7.808*(-46.33)-6.665*(-42.79)14 变量GIGInventGIGInvent(1)2SLS(2)2SLS(3)PSM(4)PSMIndit EffectYesYesYesYesYear EffectYesYesYesYesN18220182201988519885Pseudo.R20.0410.0130.3620.343Anderson 检验0.0000.000Cragg-Donald 检验7324.7207324.720注：*、*、*分别表示 1%、5%、10%统计水平下显著；括号内的数值为 t 值。（二）变量替换替换被解释变量，用上市公司绿色专利申请数量代替绿色专利获得数量，如表 5 中（1）（2）列所示，企业金融化和媒体关注对绿色专利申请数量和绿色发明专利申请数量均具有显著负向影响，金融化与媒体关注交乘项系数均为负，且在5%的统计水平上显著。替换解释变量，借鉴徐伟呈等20研究方法，用代表投机性金融化的交易性金融资产和可供出售金融资产之和替换原解释变量，回归结果如表 5 中（3）（4）列所示，投机性金融化和媒体关注在 1%的统计水平上显著抑制企业绿色技术创新，且媒体关注在企业投机性金融化和绿色技术之间起到显著的负向调节效用。2020 年以后，受到“新冠疫情”和“拉闸限电”等外部不确定因素影响，企业生产活动受到限制，将研究样本期限缩短为 20102019 年。回归结果如表 5 中（5）（6）列所示，企业金融化与绿色技术创新依然在 1%显著性水平上呈负相关关系。媒体关注在 1%统计水平上显著促进企业绿色技术创新，第（5）列，媒体关注在企业金融化和绿色技术创新总量之间的调节效应不显著，第（6）列，在企业金融化和实质性绿色技术创新之间，媒体关注在 5%统计水平上显著发挥了负向调节效应，说明媒体关注更加有利于促进企业绿色发明专利的研发，从而推动企业的高质量发展。续表表 5 变量替换回归结果变量GIGInventGIGInventGIGInvent(1)(2)(3)(4)(5)(6)Fin-0.310*(-5.75)-0.246*(-5.57)-0.329*(-3.50)-0.284*(-3.40)Media0.073*(4.90)0.065*(4.85)0.092*(5.17)0.079*(4.86)FinMedia-0.229*(-1.97)-0.213*(-2.16)-0.312(-1.60)-0.401*(-2.36)Fintouji-0.472*(-3.81)-0.450*(-4.15)Media0.134*(8.39)0.120*(8.13)FintoujiMedia-0.949*(-3.82)-0.793*(-3.52)_cons-2.132*(-16.04)-2.003*(-15.31)-2.241*(-17.01)-1.962*(-17.43)-3.435*(-10.11)-2.943*(-10.14)Indit EffectYesYesYesYesYesYesYear EffectYesYesYesYesYesYesN200422004220042200421457614576Pseudo.R20.2960.2240.2430.2320.3030.289注：*、*、*分别表示 1%、5%、10%统计水平下显著；括号内的数值为 t 值。六、研究结论企业金融化可以增加短期经济效益，而进行绿色技术创新可实现企业长期发展战略，但受资源限制约束，企业金融化与绿色技术创新之间存在此消彼长的资源争夺问题。基于外部治理机制的媒体关注调节效应，研究企业金融化与绿色技术创新之间的相互影响，本文得出如下结论：（1）企业金融化与绿色技术创新呈负向关系，企业金 15 融化抑制绿色技术创新；（2）媒体关注显著促进企业绿色技术创新，且负向调节金融化对绿色技术创新的影响；（3）通过媒体报道，可以促进企业节能减排，进而推动企业绿色发展。参考文献：1 潘爱玲,刘昕,邱金龙,等.媒体压力下的绿色并购能否促使重污染企业实现实质性转型 J.中国工业经济,2019(2):174-192.2 Paramati S R,Di M,Huang R X.The role of financial deepening and green technology on carbon emissions:Evidence from major OECD economiesJ.Finance Research Letters,2021,41(3):1-13.3 熊广勤,石大千,李美娜.低碳城市试点对企业绿色技术创新的影响 J.科研管理,2020,41(12):93-102.4 苏媛,李广培.绿色技术创新能力、产品差异化与企业竞争力基于节能环保产业上市公司的分析 J.中国管理科学,2021,29(4):46-56.5 赵芮,曹廷贵.实体企业金融化对技术创新的影响研究 J.经济与管理研究,2021,42(9):62-76.6 陈克兢.媒体关注、政治关联与上市公司盈余管理 J.山西财经大学学报,2016,38(11):81-91.7 佟芳芳,赵秀云.经济政策不确定性、媒体关注与企业创新策略 J.财经问题研究,2020(2):121-129.8 Core J E,Guay W,Larcker D F.The power of the pen and executive compensationJ.Journal of Financial Economics,2008,88(1):1-25.9 Bonfiglioli A.Financial integration,productivity and capital accumulationJ.Journal of International Economics,2008,76(2):337-355.10 王红建,曹瑜强,杨庆,等.实体企业金融化促进还是抑制了企业创新基于中国制造业上市公司的经验研究 J.南开管理评论,2017,20(1):155-166.11 Kliman A,Williams S D.Why financialisation hasnt depressed US productive investmentJ.Cambridge Journal of Economics.2015,39(1):67-92.12 肖忠意,林琳.企业金融化、生命周期与持续性创新基于行业分类的实证研究 J.财经研究,2019,45(8):43-57.13 Sen S,Dasgupta Z.Financialisation and corporate investments:the Indian caseJ.Review of Keynesian Economics,2018,6(1):96-113.14 徐莉萍,辛宇,祝继高.媒体关注与上市公司社会责任之履行基于汶川地震捐款的实证研究 J.管理世界,2011(3):135-143.15 赵莉,张玲.媒体关注对企业绿色技术创新的影响:市场化水平的调节作用 J.管理评论,2020,32(9):132-141.16 Pollach I.Corporate Environmental Reporting and News Coverage of Environmental Issues:an Agenda-Setting PerspectiveJ.Business Strategy and The Environment,2014,23(5):349-360.17 Kathuria V.Informal regulation of pollution in a developing country:Evidence from IndiaJ.Ecological Economics,2007,63(2-3):403-417.18 史学智,阳镇.企业金融化与企业创新基于产业政策视角的重新审视 J.科研管理,2021,42(4):147-157.19 彭俞超,韩珣,李建军.经济政策不确定性与企业金融化 J.中国工业经济,2018(1):137-155.20 徐伟呈,范爱军.数字金融、内驱机制与实体经济增长基于实体企业金融化的研究视角 J.山西财经大学学报,2022,44(1):28-42.责任编校：李 航Financialization of Enterprises and Green Technology Innovation:A Test of Moderating Effect Based on Media AttentionSONG Haitao,WU Wen,ZHAO Mengjia(Harbin Finance University,Harbin Heilongjiang 150030,China)Abstract:Taking the non-financial enterprises listed on A-share market from 2010 to 2020 as the sample,this study empirically tests the moderating effect of media attention on the relationship between financialization of enterprises and green technology innovation.The results show that financialization of enterprises significantly inhibits green technology innovation,and media attention negatively moderates the relationship between the two.The study results enrich and expand the influencing factors,transmission mechanism and action path of enterprise green technology innovation.Key words:financialization of enterprises;media attention;environmental protection investment;green technology innovation