张咏梅,刘 雪,赵金凯

(山东科技大学 经济管理学院，山东 青岛 266590)

一、引言

改革开放40多年来，我国经济持续快速发展，取得了举世瞩目的成就，然而粗放型的经济发展模式给经济带来快速增长的同时也给生态环境带来了严重的危机，气候变暖、大气和水污染、土地沙漠化等生态问题日益突出，我国环境承载能力已达到或接近上限，必须推动形成绿色低碳循环发展新方式。党的十九届五中全会提出,坚定不移贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念,不断提高贯彻新发展理念、构建新发展格局能力和水平，为实现高质量发展提供根本保证。因此，要彻底解决经济和环境之间的冲突，实现高质量、可持续发展，绿色创新是必由之路。

绿色创新是指为了提高资源利用率和减少环境污染，通过新思想、新产品、新服务、新工艺等方式来实现经济效益和环境效益双重目标的创新活动[1]。目前，对绿色创新影响因素的研究集中在国家政策层面、产业层面、企业层面和个体层面。在国家政策层面，环境税[2]、环保法[3]、环境规制[4-5]以及碳排放交易体系[6]和碳交易政策[7]等均可以有效促进企业进行绿色创新。在产业层面，产业集聚也会驱动企业绿色创新[8-9]。在企业层面，商业信用[10]、会计信息可比性[11]和环境信息披露[12]、企业社会责任[13-14]等均会对企业绿色创新产生影响。在个体层面，董事会成员性别差异[15]和国际化[16]、高管学术[17]和海外背景[18]、CEO政治背景[19]和家乡认同[20]等均会对企业绿色创新产生影响。

国内外学者对绿色创新的影响因素进行了大量的研究，但忽略了大股东的股权质押行为对企业绿色创新的影响。股权质押是出质人以其所持有的股权作为质押标的物质押给银行等金融机构来获取资金的一种融资方式，由于其融资成本低、速度快，已成为大股东重要的融资渠道[21]。然而，股权质押给企业带来融资便利的同时又夹杂着各种风险。股东在股权质押后对股价波动的敏感性增大，任何负面信息都会引起股价下跌，当股价下跌至警戒线或平仓线且股东无力补仓时，会引起股价崩盘风险[22]和控制权转移风险[23]。因此，对于企业来说，股权质押一方面可以提供绿色创新所需资金，另一方面其存在的风险也可能会抑制企业的绿色创新活动。那么，股权质押会对企业绿色创新活动产生何种影响呢？

本文以我国沪深两市A股上市公司2010—2019年的数据为基础，首先研究了大股东股权质押行为对企业绿色创新能力的影响，其次分析了不同规模、不同行业的条件下股权质押对绿色创新的影响是否具有异质性，最后研究了真实盈余管理的中介作用以及内部控制的调节作用。本文的研究贡献在于：第一，本文从大股东股权质押行为这一角度出发，研究其对企业绿色创新的影响，并分析了不同规模、不同行业的异质性，丰富了股权质押和绿色创新的相关研究。第二，本文进一步考虑了真实盈余管理的中介效应和内部控制的调节作用，可为企业更好地发挥股权质押的融资作用以及提升企业绿色创新水平提供参考。

二、理论分析和研究假设

(一)股权质押对绿色创新的影响

企业进行绿色创新，需要持续投入大量的资金、人力等资源，而且为了防止出现因资金链断裂而导致的创新失败、研发投入血本无归的局面，还需要通过融资来保证绿色创新投入的持续性[24]。股权质押作为一种新型的融资方式，具有成本低、手续快、额度高的特点，在满足企业对资金迫在眉睫的需求的同时，还将企业的控制权保留在自己手中，是大股东常用的融资方式。因此，大股东股权质押必然会对企业的绿色创新产生影响。

股权质押可能抑制企业进行绿色创新。首先，股权质押增加了企业的风险，进而降低对绿色创新的投入。股权质押虽然缓解了融资约束，但是股价一旦下跌至警戒线且质押人无力补仓时，质押股权便会被出质人抛售，这时股东便会面临着极大的股价崩盘风险[23,25]。当股价下跌至平仓线时，若股东仍没办法追加质押股权或者没有能力赎回股权，将会面临控制权转移风险[22,26]。此外，由于股票价值波动性太大，导致贷款回收率的不确定性上升，股权质押还提高了质押股东的信用风险[27]。由此可见，股权质押增加了企业的风险，降低了企业的风险承担水平[28]，而绿色创新是一种高投入、高风险但回报存在不确定性的活动[29]，因此，在质押期间，企业出于对风险的厌恶必然会对其投资结构进行调整，减少对绿色创新等高风险项目的投资。

其次，股权质押增加了企业真实盈余管理程度，进而降低了对绿色创新的投入。盈余信息是投资者对股票价格进行估值的重要依据之一，大股东在股权质押后为了防止股价下跌带来的股价崩盘和控制权转移等风险，会通过盈余管理等手段操纵盈余，尤其是真实盈余管理因其自身的隐蔽性而更容易为大股东所采用[30-31]。真实盈余管理的手段有三种，分别是生产操纵、销售操纵和费用操纵，其中削减研发支出是费用操纵的重要手段[32]。因此，在质押期间为了进行真实盈余管理，会削减对绿色创新的投入。

最后，股权质押增加了大股东的“掏空”和利益侵占行为，进而降低对绿色创新的投入。根据代理理论，大股东的股权质押行为加大了控制权和现金流权的两权分离程度，这会弱化对控股股东的激励效应并强化了其侵占效应，从而使得控股股东更容易“掏空”公司和侵占中小股东利益[33-34]。因此，大股东在质押期间会为了“掏空”企业而减少对绿色创新的投入。总之，大股东为了降低股权质押带来的一系列负面影响，有动机减少企业的绿色创新行为。

然而，股权质押也可能会促进企业进行绿色创新。一方面，“十四五规划”中明确提出“坚持创新驱动发展”和“构建生态文明体系，促进经济社会发展全面绿色转型”，说明绿色创新是大势所趋，企业为了不被淘汰，必然会顺应趋势，进行绿色创新。此外，企业进行绿色创新既能达到经济效益目标，也能实现环境效益目标，在增强产品的质量和功能的同时，还可以降低企业的资源投入和环保支出[35]，企业基于可持续发展的角度，也会进行绿色创新。股权质押作为一种融资方式，能够及时提供绿色创新所需资金，降低资金链中断的风险，提高研发成功的可能性。另一方面，大股东在股权质押后有防止股价下跌和引导股价上涨的动机[36]，而有学者认为绿色创新可以提高企业的声誉和财务绩效[37-38]，进而提高股价，根据协同理论，大股东在股权质押后可能会通过增加绿色创新来达到提高股价的目的。

基于以上分析，本文提出以下竞争性假设：

H1a：大股东的股权质押行为会抑制企业绿色创新。

H1b：大股东的股权质押行为会促进企业绿色创新。

(二)企业异质性分析

1.企业规模差异

“熊彼特假说”认为规模越大的企业，往往拥有更多的资金优势、人才优势，具备更强的创新能力。规模大的企业具有规模经济、垄断优势以及较高市场控制能力，更能够承担创新所需的高成本，也容易消化研发失败的风险，有利于企业的创新[39],而且规模越大的企业更注重长远利益和可持续发展，因此相比于小规模企业，大规模企业的绿色创新活动更多。对于大规模企业来说，股权质押一方面可以提供资金上的支持，保障绿色创新的持续性;另一方面，大规模企业的质押股东承受的风险和损失要远大于规模小的企业。基于以上分析，提出以下假设：

H2：相比于规模较小的企业，股权质押对企业绿色创新的影响在大规模企业中更显著。

2.行业差异

不同行业的企业拥有不同的劳动者素质、政府支持程度，也处于不同的行业环境和市场竞争程度[40]。制造业是国民经济的主体，打造具有国际竞争力的制造业是我国提升综合国力的必由之路。然而，我国制造业长期存在着高消耗、高投入、产业结构不合理、发展方式粗放等问题，导致能源、生态环境与经济、社会的矛盾日益突出[41]，“绿色创新”是制造业转型升级和增强竞争力的必然选择。因此，相比于其他行业，制造业企业绿色创新需求更多[14]，股权质押所提供的资金对绿色创新的促进作用更大。同时，大股东在质押后降低风险和利益侵占的动机更强，对制造业企业绿色创新的抑制作用也更显著。基于以上分析，提出以下假设：

H3：相比于非制造业企业，股权质押对制造业企业绿色创新的影响更显著。

三、研究设计

(一)样本选取和数据来源

《2010中国可持续发展战略报告》的主题是“绿色发展与创新”，并提出了“十二五”期间及今后十年，中国应以绿色发展为统领、以绿色创新为桥梁、以资源环境绩效和结构调整为重点目标。因此，本文以 2010—2019年我国沪深两市A股上市公司的数据为样本研究股权质押对绿色创新的影响，为保证结果的可靠性,按照以下标准对样本进行处理：(1)剔除金融行业的公司；(2)剔除ST类和*ST类经营不善的公司；(3)剔除数据缺失的样本；(4)为避免检验结果受极端值的影响，对所有连续变量进行了1%缩尾处理，最终本文共获得17 332个观察值。本文绿色专利信息来源于CNRDS数据库中CIRD子库，股权质押数据来源于WIND数据库，其他数据来源于CSMAR数据库，数据处理与统计分析软件为Stata15.0。

(二)回归模型构建

为了验证股权质押行为对上市公司绿色创新能力的影响，本文构建了多元回归模型(1)：

CGI=α0+α1Pledge+α2Lev+α3First+α4TobinQ+α5Size+α6Age+α7Soe+α8Indir+∑α9Ind+∑α9Year+ε

(1)

其中，α0为截距项;αj为回归系数;ε为模型随机误差项;Pledge表示股权质押，具体用大股东是否存在股权质押(Ple)和股权质押比例(Ple_ratio)两种方式衡量;其余变量见表1。

表1 变量定义表

(三)变量定义与衡量

1.被解释变量

绿色创新(CGI)。如何合理衡量绿色创新是学术界面临的一大难题。借鉴张俊民和王晓祺等的研究，采用绿色专利的申请量(包括绿色发明申请数量和绿色实用新型申请数量)加1的和取自然对数来衡量绿色创新[11,29]。此外，本文还选择绿色发明(GI)和绿色实用新型(GU)作为绿色创新的替代变量来进行稳健性检验[42]。

2.解释变量

股权质押(Pledge)。借鉴沈冰和陈锡娟、邵剑兵和费宝萱的研究，本文采用两种方式来衡量企业的股权质押行为：一是是否存在股权质押(Ple)，用年末第一大股东是否进行股权质押来衡量，若存在股权质押行为，则取值为1，否则为0；二是股权质押的比例(Ple_ratio)，用年末大股东股票质押的数量与其所持股份总数的比例来表示[25,23]。

3.控制变量

为了控制其他变量对绿色创新的影响，本文选取资产负债率(Lev)、股权集中度(First)、托宾Q值(TobinQ)、企业规模(Size)、企业年龄(Age)、股权性质(Soe)、独立董事比例(Indir)以及行业类型(Ind)和年度 (Year)作为控制变量。

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2中列示了全样本和股权质押样本的描述性统计的结果。全样本中企业绿色创新最小值为0，最大值为7.534，均值为0.881，方差为1.230，说明我国上市公司的绿色创新水平偏低且各公司的绿色创新能力存在较大差异；在质押样本中，绿色创新的均值为0.817，低于全样本，说明股权质押降低了上市公司的绿色创新水平，初步证明了本文的假设1a。此外，绿色发明和绿色实用新型的描述性统计结果与绿色创新的结果有相同规律，再次印证了本文的假设1a。股权质押虚拟变量的均值为0.431，股权质押比例均值为0.248，最大值为1，说明有43.1%的上市公司进行了股权质押，且存在高比例质押现象。控制变量中，资产负债率的均值分别为0.439和0.443，说明我国上市公司负债经营现象普遍存在，而且进行股权质押的上市公司其偿债水平低于全样本公司；股权性质的均值分别为0.346和0.112，表明进行股权质押的上市公司中更多的是非国有性质的企业。其余变量的统计结果与以往的研究类似，此处不在赘述。

表2 描述性统计

(二)回归结果分析

1.股权质押与绿色创新回归结果分析

本文采用固定行业和年度的多元回归模型来检验股权质押与绿色创新之间的关系，表3为模型(1)的回归结果。其中，第2、3列为仅控制行业和年度的回归结果，股权质押虚拟变量与绿色创新的回归系数为-0.208，股权质押比例与绿色创新的回归系数为-0.271，均通过了1%的显著性检验。第4、5列为加入全部控制变量的回归结果，股权质押虚拟变量的系数为-0.081，股权质押比例的系数为-0.096，也通过了1%的显著性检验。以上结果说明大股东的股权质押行为会抑制企业进行绿色创新，即大股东在股权质押后，为了避免控制权发生转移，也为了获得更多的利益，会减少对绿色创新投入，该结果支持了本文的假设1a。模型的拟合优度(R2)由0.110增到0.309，说明模型的拟合效果越来越好。

2.企业异质性回归结果分析

(1)企业规模差异。为了检验假设2，本文按照样本企业规模的平均数分为大规模企业和小规模企业两组，并分别按照模型(1)进行回归，从而比较在不同规模的企业中股权质押对绿色创新的影响。

根据表4，在大规模企业组中，股权质押虚拟变量和股权质押比例的系数分别为-0.148、-0.186，且均通过1%的显著性检验;在小规模企业组中，股权质押虚拟变量和股权质押比例与绿色创新的关系并不显著。该结果说明在大规模企业中，质押股东为了防止控制权转移会显著抑制企业进行绿色创新；而在小规模企业中，大股东股权质押并不会对绿色创新产生抑制作用，即股权质押对绿色创新的抑制作用在规模大的企业中更显著，支持了假设2。

(2)行业差异。为了检验假设3，采用2012年证监会行业分类标准，将样本企业分成制造业企业和非制造业企业两组，并分别按照模型(1)进行回归，结果如表5所示。在制造业组中，股权质押虚拟变量和股权质押比例与绿色创新的回归系数分别为-0.115、-0.162，且均通过1%的显著性检验；而在非制造业组中，股权质押的两个变量与绿色创新的回归结果为负，但均不显著，这说明股权质押对绿色创新的抑制作用在制造业中更显著。

表5 不同行业股权质押对绿色创新的影响

(三)稳健性检验

为了验证结论的稳健性，本文采用了以下3种方法进行检验。

(1)替换被解释变量。借鉴沈璐和陈素梅的研究[42]，用绿色发明(GI)和绿色实用新型(GU)替代绿色创新对模型(1)重新回归来进行稳健性检验，回归结果如表6中2到5列所示。

(2)绿色创新滞后一期。股权质押后，大股东降低自身风险和侵占公司利益的动机导致企业减少绿色创新这种不稳定、高风险的项目。但反过来说，企业为了保持核心竞争力需要进行绿色创新，而股权质押可以及时满足绿色创新所需资金，即绿色创新可能会促使大股东进行股权质押，因此股权质押和绿色创新之间可能存在反向因果的内生性问题。因变量滞后一期可以缓解内生性问题，故本文将绿色创新滞后一期作为被解释变量对模型(1)重新回归，结果如表6中6、7列所示。

(3)更换计量模型。用Bootstrap法替换固定行业和年度的多元回归模型，即从总样本中重复抽样，运行1 000次，回归结果如表6中7、8列所示。

以上结果均显示股权质押虚拟变量和股权质押比例仍然与绿色创新呈显著负相关关系，这与本文研究结果一致，说明我们的结论是稳健的。

表6 稳健性检验结果

(四)影响机制研究

1.真实盈余管理的中介效应

根据上述分析，本文认为股权质押会抑制企业进行绿色创新的原因之一是大股东在股权质押后为了降低风险会利用其自身的控制权进行真实盈余管理，而费用操纵作为真实盈余管理的手段之一，便是通过削减研发支出等方式对财务报表进行操纵。基于此，本文认为真实盈余管理(REM)可能在股权质押对绿色创新的影响机制中发挥中介作用。

本文借鉴温忠麟和叶宝娟的中介效应检验方法[43]，检验真实盈余管理①的中介效应，模型如下：

CGI=β0+cPle+∑βiControls+ξ

(2)

REM=β0+aPle+∑βiControls+ξ

(3)

CGI=β0+c′Ple+bREM+∑βiControls+ξ

(4)

表7为模型(2)(3)(4)的回归结果，第1列显示股权质押与绿色创新的回归系数c为-0.093，在1%的水平上显著为负；第2列显示股权质押与真实盈余管理的系数a为0.029，在1%的水平上显著，说明股权质押会促使企业进行真实盈余管理；第3列显示股权质押与绿色创新的回归系数c′为-0.091、真实盈余管理与绿色创新回归系数b为-0.064，分别通过了1%、5%的显著性检验。根据温忠麟和叶宝娟的中介效应检验方法，由于系数a、b显著，说明真实盈余管理对企业绿色创新存在间接影响，而系数c′也显著，则说明真实盈余管理存在中介效应，进一步对比a、b与c′的符号，同号则说明真实盈余管理存在的是部分中介效应，即股权质押企业存在通过真实盈余管理来抑制企业绿色创新的行为。

表7 真实盈余管理的中介效应回归结果

2.内部控制的调节效应

内部控制是企业内部的一种重要的治理机制。已有研究发现内部控制可以减少两权分离带来的代理冲突[44]，也可以有效监督股东或者管理层的操纵行为[45]，降低财务错报的可能性，减少信息不对称。此外，还有研究发现完善的内部控制还可以提高企业的风险识别能力[46]，降低企业的股价崩盘风险[47]。据此，本文认为高质量的内部控制可以缓解大股东在股权质押后对企业绿色创新的抑制行为，即内部控制对股权质押与绿色创新之间的负相关关系产生负向调节作用。

为了验证此推论，采用迪博内部控制指数(指数越高，内部控制越好)除以100来衡量内部控制(IC)[45]，并在模型(1)的基础上加入内部控制和内部控制与股权质押虚拟变量的交乘项IC_Ple且进行回归，结果见表8。列1结果仍显示股权质押与绿色创新呈显著负相关关系，列2中内部控制与股权质押虚拟变量的交乘项IC_Ple的系数为-0.018，且在10%的水平上显著，说明内部控制对股权质押与绿色创新之间的关系产生负向调节作用，即上述推论是正确的，高质量的内部控制可以缓解股权质押对企业绿色创新的抑制作用。

表8 内部控制的调节效应回归结果

五、结论与启示

(一)结论

本文基于2010—2019年我国沪深A股上市公司的数据，考察大股东的股权质押行为对企业绿色创新的影响。研究发现：(1)股权质押抑制了企业进行绿色创新，即与未进行股权质押的企业相比，股权质押企业的绿色创新水平更低。(2)从企业异质性视角看，股权质押对绿色创新的抑制作用在规模大的企业、制造业企业中更显著，而在规模小的企业、非制造业企业中并不显著。(3)真实盈余管理在股权质押对绿色创新的抑制过程中起部分中介作用，即股权质押通过真实盈余管理来抑制企业进行绿色创新。(4)内部控制对股权质押与绿色创新之间的负相关关系产生显著负向调节作用，说明高质量的内部控制可以缓解股权质押对绿色创新的抑制。

(二)启示

对企业尤其是大规模、制造业企业来说：(1)要选择合理的融资方式。股权质押融资虽然便利，但带来的风险极大。因此要采用股权质押融资和其他权益性融资、债务性融资相组合的融资方式，既要保证资金来源稳定，又要保证企业的绿色创新能力。(2)要发挥好内部控制的作用，建立完善的内部控制体系，抑制企业的真实盈余管理行为，降低企业的风险。

对政府来说：(1)贯彻落实国家“十四五”规划的重要部署，指导企业进行绿色创新，同时对绿色创新能力强的企业给予物质奖励、政府补助或者税收减免优惠，以激发企业进行绿色创新的动力。(2)增加对小规模企业、非制造业企业的扶持力度，减少这些企业在融资、研发等方面的障碍，提高绿色创新水平。

注释:

① 真实盈余管理的数据来源于国泰安数据库，由国泰安数据库参考Dechow(1998)、Sugata Roychowdhury(2006)模型计算所得。