本文以2010-2022 年中國A股實體上市企業為樣本，實證檢驗了企業金融化對企業綠 色技術創新的影響及內在機理。研究發現：（1）企業金融化對綠色技術創新（綠色專利和授權）存在顯著的擠出效應；（2）機制檢驗表明，資源擠佔效應和盈餘持續性效應在企業金融化影響企業綠色技術創新 路徑中產生顯著作用；（3）進一步分析表明，擠出效應在ESG表現差的企業、大規模企業、市場化環境更 弱地區企業和高融資約束樣本中更為明顯，企業金融化程度再檢驗結果表明，企業過度金融化對企業綠色技術創新存在明顯的擠出效應。

本文的研究樣本為2010-2022年我國A股非金融上市公司。主要被解釋變數為企業綠色技術創新，該資料基於對國家智慧財產權檢索資料庫與CNRDS資料庫的資料進行識別與核算而得。其餘資料均來源於CSMAR資料庫和WIND資料庫。參考已有研究，對初始樣本進行如下處理：（1）剔除金融、保險行業樣本；（2）剔除曾被ST或PT的樣本；（3）剔除資不抵債的樣本；（4）剔除變數缺失嚴重的樣本。最終得到3931家上市公司、共計36466個年度—企業樣本觀測值的非平衡面板資料。為排除極端值影響，本文對連續變數均進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

1.被解釋變數：企業綠色技術創新（Green）。由於上市公司的綠色產品及綠色服務變數難以觀測，本文主要透過綠色專利考察上市公司的綠色技術創新績效。借鑑齊紹洲等，本文基於國家智慧財產權資料庫以及CNRDS資料庫，採用世界智慧財產權組織（WIPO）2010年“國際專利分類綠色清單”所列示的綠色專利編碼，識別並核算企業每年的綠色專利數量，最終形成可信度較高的上市公司綠色專利資料。最終，本文以綠色專利申請總量和綠色專利授權總量（取自然對數）測度企業綠色技術創新績效。在穩健性檢驗中，本文進一步基於綠色專利申請（授權）數佔總專利數的比重衡量企業綠色技術創新績效。

2.解釋變數：企業金融化程度（Financial），使用企業金融資產與期末總資產之比來衡量。其中，金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資和投資性房地產四個部分。不同於企業會計準則對金融資產的定義，本文將投資性房地產也納入金融資產定義內，這是因為現代房地產越來越脫離實體經濟部門，許多企業持有房地產的目的由原來的自用轉為逐利，這與本文對金融資產的定義相符，因此將其包括在內。

3.機制變數。（1）創新資源效應，參考田巍和餘淼傑、劉鑫和薛有志等相關研究，本文選取企業研發投入的自然對數（IC）作為創新資源的代理變數；（2）盈餘持續效應，考慮到企業盈餘持續性具有跨期性，當期企業盈餘水平無法完全反映企業盈餘持續性的好壞，因此，參考席龍勝和趙輝，使用線性一階自迴歸模型，透過測度當期企業盈餘對下期盈餘的係數來衡量企業盈餘持續性（ES）。

4.控制變數。參考以往文獻，本文選擇企業規模、資產負債率、企業年齡、營收增長率、總資產收益率、董事人數和獨立董事比例等變數，對可能影響企業技術創新的企業特徵進行控制，主要變數定義見表1。

為了探究企業金融化對綠色技術創新的影響，本文構建如下模型：

模型（1）檢驗研究假說H1，被解釋變數為企業綠色技術創新（Green），解釋變數為企業金融化程度（Financial）；模型（2）和（3）檢驗實體企業金融化對企業綠色技術創新的影響機制，Mit為待檢驗的中介變數。其中，i表示樣本中的第i個企業，t代表年份，Controlit為控制變數，Yeart為時間固定效應，Firmi為企業固定效應，εit為模型隨機擾動項。

基於模型（1）的設定，考察企業金融化對企業綠色技術創新績效的影響，進而驗證研究假說H1a和H1b，結果如表2所示。列（1）和列（2）為控制企業和時間固定效應的單變量回歸結果，在不加入控制變數的情況下，企業金融化對綠色專利申請和授權均產生了顯著的擠出效應，影響係數分別為-0.574和-0.532，且通過了1%水平的顯著性檢驗。進一步加入企業層面控制變數，列（3）和列（4）結果表明，企業金融化對企業綠色技術創新有明顯的抑制效應，對綠色專利申請的負向抑制效應（-0.565）強於對綠色專利授權的抑制效應（-0.532），且都通過了1%水平的顯著性檢驗，說明企業金融化的市場套利動機強於資金儲備動機，從而對企業綠色技術創新的影響表現為擠出抑制效應，證實了本文的研究假說H1b。

1.穩健性檢驗

（1）替換解釋變數

不同型別金融資產的收益率、流動性不同，企業持有不同型別金融資產的動機存在差異，從而對綠色技術創新的影響具有差異性。首先，本文檢驗了不同型別金融資產對企業綠色技術創新績效的影響，發現企業持有交易性金融資產、可供出售金融資產及投資性房地產的市場套利動機更強，對綠色專利申請和授權均產生了顯著的抑制效應，且持有可供出售金融資產帶來的擠出效應更大。而持有至到期投資對綠色專利的負向影響不顯著。

進一步考慮到既有研究對於企業金融化的定義存在差異，可能會影響基準結論，因此參考既有研究，本文對企業金融化程度進行重新定義②,並檢驗不同定義下企業金融化對綠色技術創新的影響。結果表明，不同定義下企業金融化對綠色專利申請和專利授權均產生了顯著的擠出效應，證明了基準結果的穩健性。

（2）替換被解釋變數

為避免因變數測量的偏差性，本文進一步使用綠色專利申請佔總專利的比重、綠色專利授權佔總專利的比重作為因變數進行迴歸。結果表明，企業金融化有損於企業綠色專利申請和授權，進一步抑制了企業綠色技術創新績效，證明了基準結果的穩健性。

（3）變更計量模型

由於部分企業未開展綠色技術創新活動（綠色專利資料存在大量的0值），因此本文采用Tobit模型重新估計企業金融化對綠色技術創新的影響，以解決綠色專利樣本資料受限問題。結果表明，擠出效應仍存在，說明基準結論具有較好的穩健性。

（4）解釋變數滯後一期

由於企業進行綠色專利申請和授權可能存在一定的時滯，即綠色新技術的出現及成熟需要一定的時間，因而當期企業金融化對企業綠色技術創新的影響可能有限。對此，本文將解釋變數滯後一期，重新估計模型（1）。將企業綠色技術創新的滯後性考慮在內之後，企業金融化對企業綠色技術創新的擠出效應依然存在，結論具有較好的穩健性。

（5）剔除房地產行業樣本

與其他行業實體企業相比，房地產行業企業的金融化屬性更為明顯，且金融化動機與程度存在差異，可能會影響本文結論。對此，進一步剔除房地產行業企業樣本，並重新進行估計。結果表明，非房地產行業的實體企業金融化對綠色技術創新也存在明顯的擠出效應，基準結論具有較好的穩健性。

（6）傾向得分匹配（PSM）

為了緩解樣本自選擇偏差所導致的選擇性偏誤問題，本文進一步使用傾向得分匹配法（PSM）進行穩健性檢驗。具體過程如下：首先，將進行了綠色技術創新的企業樣本歸為實驗組，未進行綠色技術創新的樣本為對照組；其次，將企業規模、資產負債率、企業年齡、營收增長率、總資產收益率、董事人數和獨立董事比例作為匹配變數；最後，使用近鄰匹配法（k=1，2，3，4；半徑為0.05）為實驗組尋找滿足共同支撐條件的對照組，並剔除非共同支撐部分，得到新的迴歸資料集。PSM法下，企業金融化對綠色技術申請和授權仍產生了顯著的擠出效應。考慮了樣本選擇偏誤問題後，基準結論仍然成立。

2.內生性檢驗

本文使用工具變數法解決可能存在的內生性問題。選擇企業辦公地離當地證監局等監管部門距離的自然對數值（後稱監管距離）作為企業金融化的工具變數。選擇此變數的原因在於，企業金融化水平與監管部門的監管強度具有相關性，企業與當地證監局的距離越遠，則監管力度越弱，企業金融化水平越高，而企業綠色技術創新行為與監管距離無關。基於此，本文使用2sls法進行重新估計，第一階段相關性檢驗結果表明，工具變數對企業金融化程度存在正向相關關係，F值為10.487，大於10，排除了弱工具變數問題。第二階段迴歸結果顯示，企業金融化對企業綠色技術創新仍存在明顯的擠出效應。考慮了內生性問題後，迴歸結果依然具有良好的穩健性。

參考溫忠麟和葉寶娟對於中介變數的檢驗程式，本文使用三步法，在企業金融化對企業綠色技術創新的抑制效應成立的前提下，使用模型（2）和（3）進一步檢驗自變數對中介變數，以及自變數、中間變數共同納入迴歸模型對企業綠色技術創新的影響，即檢驗本文提出的研究假說H2a（創新資源效應）和H2b（盈餘持續性效應）。

基於模型（2），本文考察創新資源效應在企業金融化與企業綠色技術創新績效間的內在作用機理，檢驗研究假說H2a。表3第（3）列的迴歸結果表明，企業金融化對企業研發投入（IC）存在明顯的擠出效應，影響係數為-0.718，且通過了1%水平的顯著性檢驗。進一步地，納入中介變數後，列（4）和列（5）展示了模型（3）的迴歸結果，企業金融化對企業綠色專利申請與綠色專利授權的影響係數變為-0.394和-0.440，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明企業金融化將侵佔創新資源，使企業缺乏足夠且持續的資金進行技術和產品研發創新，進而抑制了綠色技術創新產出，即企業金融化透過創新資源擠佔效應對企業綠色技術創新產生抑制效應。假說H2a得到驗證。

進一步考察盈餘持續性在企業金融化與企業綠色技術創新之間的內在中介機理，檢驗本文提出的研究假說H2b。表4第（3）列的迴歸結果表明，企業金融化對企業盈餘持續性（ES）的影響係數為-0.106，通過了5%水平的顯著性檢驗，說明企業金融化有損於企業盈餘持續性。加入中介變數後，第（4）（5）列的迴歸結果顯示，企業金融化對企業綠色專利申請與授權的影響係數變為-0.515和-0.467，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明盈餘持續性在企業金融化與企業綠色技術創新之間產生部分中介效應。說明企業金融化將使大量資金流向金融投資，不利於企業主營業務發展，對下一期企業盈餘產生了負向影響，進一步惡化了企業盈餘持續性，從而對綠色技術創新產生抑制效應。假說H2b得到實證結果的支援。

1.企業ESG表現異質性

首先考察企業ESG表現在企業金融化擠出企業綠色技術創新過程中的差異性影響。ESG理念指出，企業在生產經營過程中除了關注財務績效外，更應重視企業環境、社會和公司治理等方面的表現，滿足各利益相關方要求。一方面，良好的企業ESG表現能夠透過緩解資訊不對稱、強化外部監管等抑制企業金融化行為；另一方面，良好的企業ESG表現意味著企業積極踐行ESG理念，將綠色發展納入企業戰略決策過程中，能夠減少企業管理者的短視行為，促進企業綠色技術創新。因此，良好的ESG表現能夠削弱企業金融化對企業綠色技術創新的擠出效應。基於此，本文使用華證ESG評級資料，透過企業ESG表現均值將樣本劃分為企業ESG表現好和差兩組樣本，並分別進行迴歸。表5的迴歸結果表明，企業ESG表現差的樣本中，企業金融化對企業綠色技術創新的擠出效應更明顯，不管是對企業綠色專利申請還是綠色專利授權都有相同的結論，組間係數差異檢驗結果也進一步證實了結果。

2.企業規模異質性

進一步考察企業規模異質性下企業金融化擠出企業綠色技術創新的差異性影響。具體而言，規模較大的企業具有融資優勢，能夠從市場上募集到充足的資金，中小規模的企業卻較難從資本市場及銀行獲得融資。融資約束較弱的企業資金相對充裕，出於市場套利動機配置金融資產的動機更強。基於此，本文透過企業規模中位數將樣本分為大規模企業與中小規模企業兩組，考察規模異質性下企業金融化對企業綠色技術創新的差異性影響。表6的迴歸結果表明，大規模企業樣本中，企業金融化對企業綠色技術創新的擠出效應更強，不管是對企業綠色專利申請還是綠色專利授權都有相同的結論，組間係數差異檢驗結果也進一步證實了結果。

3.市場化制度環境異質性

市場化程度不同的地區，金融市場和制度環境的完善程度存在差異，因此企業金融化對綠色技術創新的影響也存在異質性。在低市場化程度地區，由於金融市場和制度環境不完善，企業可能更傾向於追求短期利益而非關注有利於企業長期發展的綠色技術創新活動。因此，低市場化程度地區企業的金融化收益可能更多地被用於短期套利獲利而非支援綠色技術創新。根據我國市場化強度指數，將研究樣本劃分為高市場化程度與低市場化程度兩組，考察不同市場化程度下，企業金融化對企業綠色技術創新的差異性影響。表7的結果表明，不管是在高市場化程度地區還是低市場化程度地區，企業金融化對企業綠色技術創新均存在顯著的擠出效應，並且低市場化程度地區下企業金融化對企業綠色技術創新的影響係數更大，組間係數差異檢驗結果進一步支援了研究結論。

為了進一步確認企業是出於何種動機配置金融資產，本文基於綠色創新過程中的融資約束視角，對面臨不同融資約束程度的企業，其金融化與綠色技術創新的關係是否存在顯著性差異進行檢驗。企業綠色技術創新本質上是具有風險性、週期性以及不確定性的市場活動，且相較其他創新（如工藝創新、產品創新等），綠色技術創新在獲取經濟價值方面存在一定差異，即市場是否給予企業綠色創新足夠的回報存在較大不確定性。因此，企業開展綠色技術創新需要更多的融資支援以緩解綠色技術創新過程中的不確定性風險。然而，當企業面臨較大融資約束時，更有動機配置更多金融資產，以期透過市場套利緩解融資約束，此時將對企業創新投入產生抑制效應。相反，若企業面臨較低融資約束，企業金融化行為更傾向於資金“蓄水池”效應，對企業綠色技術創新的擠出效應偏向較弱。借鑑王紅建等，使用股利支付率測度企業融資約束程度高低，以未支付股利表示高融資約束組，支付股利表示低融資約束組，分別進行實證檢驗。表8的結果表明，融資約束較強的企業，企業金融化對綠色技術創新（特別是綠色專利申請）的抑制效應更明顯，出於市場套利動機配置金融資產的動機更強，且通過了組間係數差異檢驗，而企業金融化對綠色專利授權的擠出效應在融資約束程度不同的樣本中不具有明顯差異。該結果進一步驗證了研究假說H1b。

前文分析表明，出於投資替代動機的企業金融化行為對企業綠色技術創新產生了顯著的擠出效應。在此部分，本文試圖將企業金融化程度視為企業異質性行為，進一步探討企業金融化適度性對企業綠色技術創新的影響。與適度金融化相比，過度金融化才是企業“脫實向虛”、擠出綠色技術創新的主要原因。因此，參考劉立夫和杜金岷，本文利用區域性調整模型，將企業實際金融化水平（Financial）減去企業適度金融化水平（Financial*）得到企業過度金融化程度（EF）①。透過前文對企業金融化水平的不同定義（Financial、F1、F2、F3、F4），可以得到對應一系列的企業過度金融化水平（EF、EF1、EF2、EF3、EF4）。迴歸結果如表9所示，企業過度金融化水平對綠色技術創新存在擠出效應，且對綠色專利申請的擠出效應強於綠色專利授權。究其原因，企業過度金融化意味著企業偏離了最優金融資產配置的閾值，將大量資金用於購買金融資產進行投機套利，擠出了對高風險但收益不確定的綠色技術創新投入，從而對企業綠色技術創新產出造成了擠出效應。該結果進一步驗證了研究假說H1b。