叶陈毅，黄 灿，王 上，寇 冉
(河北地质大学，河北 石家庄 050000)
改革开放40年以来，中国工业实现了举世罕见的高速持续增长，但是工业企业作为污染物排放的重要来源，不可避免地面临着能源节约与生态保护的双重约束。2020年，我国能源消耗总量已连续四年呈增长态势，其中煤炭消耗占56.8%。同时，煤炭资源消费占主体地位的能源消费结构也导致了我国碳排放增加，2020年我国碳排放总量达到98.94亿吨，其中煤炭消费排放占比73%，足以说明我国能源消费结构单一且不合理。大气污染治理亦迫在眉睫，2020年我国空气质量合格的城市占40.1%。伴随着我国产业结构的不断调整，工业行业作为重点行业不断推进绿色改造、产能升级，但依旧存在区域工业发展不平衡、城市工业发展不充分、资源匮乏和环境污染等突出问题。由此可见，加强生态文明建设、推进绿色产业发展是建设创新型国家的保证，亦是我们赓续传承的事业，工业企业更要为逐步实现的环境友好型社会和绿色低碳型产业，早日做好战略、计划和措施上的准备。
在2022年国务院节能减排重点工程部署下，将工业企业“高能耗、高污染”的经济发展方式转变为绿色发展是实现“双碳”愿景的必由之路；
而创新发展作为党的十九大提出的五大发展理念之首，“是提高社会生产力和综合国力的战略支撑”，亦是工业企业突破可持续发展壁垒的重中之重。由此，绿色创新应运而生，在传统技术创新的基础上，绿色创新更加关注被忽略的资源与生态问题，是平衡和统筹经济发展和生态保护的重要手段。国外学术界对于企业绿色创新的研究早于且领先于国内，多运用经济学及管理学理论深入探究绿色创新的内外部驱动因素：经济学领域主要着眼于驱动绿色创新的宏观及中观层面因素，如政府规制和市场竞争；
管理学领域则着眼于从制度、组织和个体因素三个层次剖析微观层面的影响，围绕绿色创新的驱动因素研究逐步由外部规制转向组织环境和内部愿景。如今，引导企业可持续健康发展是全球的热点议题，关于绿色创新的驱动因素亦有待全面发掘与统筹分析，然而国内学者对于低碳绿色层面的创新研究还不普遍，我国亟需契合于本土情境的绿色创新研究。基于此，本文立足于企业及行业角度，探究内部发展困境并寻找宏观环境层面的绿色创新驱动因素，旨在丰富创新与绿色协调发展相关研究成果。
同时，京津冀位于渤海湾地区，占有全国2.27%的面积，却贡献了我国10%左右的经济增加值，对我国经济发展具有极为重要的作用，同长三角和珠三角并称为我国经济发展的三大增长极。其中，工业在京津冀的发展中占据重要地位，河北省更是重要的工业省份，这也意味着高污染、高耗能产业在京津冀占据一定规模。自打造“以首都为核心的世界级城市群”为核心定位的京津冀协同发展上升至战略高度以来，地区发展模式发生了明显转变，但城市群完全实现产业分工耦合和空间一体化还遥不可及，而区域间的创新合作治理是京津冀区域协同发展的时代选择[1]。因此，本文以2016年证监会新版行业分类中的工业上市企业为研究对象，建立绿色创新能力指标评价体系，在科学评价京津冀地区工业企业绿色创新能力的基础上，同时探析企业内部绿色创新提升路径和外部环境驱动因素，为提升京津冀整体绿色创新能力和要素配置效率提出切实可行的应对策略，以期为京津冀地区工业企业实现创新发展与绿色转型提供有益借鉴。
(一)文献综述
企业绿色创新内涵现已被学术界广泛认同，是指在经济效益和环境保护约束下的双重目标创新，旨在通过改进产品、工艺和研发，减少和避免经营活动对环境的影响[2]。现有研究多集中于绿色创新效率测度以及对其经济后果展开分析[3]。其中，后果分析方面，绿色创新的独具风险性与收益特征，使得其对经济效益的影响难以确定，从企业长期发展角度而言，多数学者支持创新活动有利于企业价值提升[4]；
绿色创新效率评价则相对成熟，已然呈现评价对象多元化和方法前沿化趋势[5]。相较而言，企业的绿色创新能力评价研究略显匮乏，近几年评价研究逐渐兴起：张文宇等(2018)[6]构建复杂网络模型并结合模糊综合评价法，设置经济水平、政府约束、创新的投入产出及组织扩散共四个二级指标对制造企业的绿色创新能力进行评价；
田红娜和孙钦琦(2020)[7]构建绿色工艺创新能力的评价模型，以我国29个制造业为研究对象开展实证研究，指标体系包含绿色文化等内部环境及制度、资源等外部环境；
杨浩昌等(2020)[8]从经济发展、技术创新和资源保护角度构建绿色竞争力评价指标体系，利用灰色关联法对我国各区域的制造业绿色竞争力进行评价。
诸多学者亦围绕绿色创新的动力因素展开广泛探讨，从微观层面来说，企业创新驱动因素可分为两类，即外部制度因素和内部治理因素。现有文献主要以资源基础、高管经历和内部控制为切入点探寻绿色创新的内部驱动因素：陈泽文(2019)[9]通过研究发现在融资约束程度较低企业中的绿色创新活动更为常见；
毕茜等(2019)[10]以重污染上市公司为研究对象，实证检验发现高管的环保经历能够有效促进企业绿色创新；
另外，内部控制对企业创新战略的选择和实施起到重要作用，陈金勇和舒维佳(2021)[11]指出有效的控制活动可以通过职责分离、经营业绩评价等活动来提高管理层风险承受能力或降低企业不必要的风险，进而促进创新产出、提升创新绩效。外部驱动因素的研究大多立足于外部利益相关者角度，曹洪军和陈泽文(2017)[2]研究发现，利益相关者的环保意识和压力对绿色创新存在较大影响，张兆国等(2020)[12]和肖小虹等(2021)[13]同样认同企业兼顾外部利益相关者的意愿能获取更多资源改善经营状况，企业绿色创新活动开展可助力企业深化与利益相关者的合作与交流。其次，诸多学者以信号传递理论为基础，发掘出媒体的重要作用。王云等(2017)[14]的研究表明，新闻媒体作为重要信息中介，能够激励企业根据利益相关者的诉求而转为可持续绿色发展路线；
赵莉和张玲等(2020)[15]亦认为媒体作为一种法律以外的监督机制，可以迫使企业纠正环境违规行为，并改善企业的创新行为。最后，大量研究集中于环境规制因素方面，国外学者多支持环境规制的激励促进作用，认为与其他因素相比强制性的环境法规仍是企业绿色创新的主要驱动力，而我国学者立足于本国国情，所得结论并不一致：刘光富和郭凌军(2019)[16]研究发现环境规制能促进企业绿色创新，王锋正等(2018)[17]研究进一步表明地方政府质量能够正向调节环境规制对企业绿色创新的影响，但李香菊和贺娜(2018)[18]研究发现环境规制对企业绿色创新存在先抑后扬的U形关系。
但是，不同企业绿色创新战略的选择和实施差异较大，这意味着除微观个体差异外，可能存在大量的宏观环境因素制约着工业企业的绿色创新能力提升，比如经济发展、政策发布及诸多社会因素。毕克新等(2013)[19]在绿色绩效评价时考虑经济、社会和生态因素，以我国30个省份为例，开展不同区域绿色创新的差异研究，从技术推动、市场拉动和环境约束的角度提出对策和建议；
吴传清和申雨琦(2019)[20]以长江经济带为研究地区，分析工业绿色发展影响因素的作用机理，认为产业升级水平、人力资本、能源利用结构以及对外开放水平是影响工业绿色发展的关键因素。在梳理总结绿色创新的研究趋势可发现，学者们逐步从考查单一因素对绿色创新的直接影响，转变为运用更多管理学的理论分析、关注多个影响因素对企业绿色创新产生的影响。虽然国内学者对企业创新的理论研究已经较为丰富和成熟，却相对缺乏对绿色创新的关注，驱动企业绿色创新活动的黑箱仍有待进一步探索。
(二)企业绿色创新能力与环境因素
为传承宣扬绿色发展理念，我国正致力于寻求环境友好的经济发展方式，旨在用“科技和政策”引领企业高质量发展。本文将从中观和宏观维度，深入探究京津冀地区工业企业绿色创新能力的外部影响因素。
首先，在社会因素方面，随着国民素质的普遍提高和绿色理念的深入宣扬，绿色消费蓝海不断被挖掘，人们对环保类产品和服务的追求与日俱増。环保类消费作为工业企业生产层面的一种市场激励，通过市场传导机制，由下游消费者绿色观念加强而进一步影响上游企业作出改变，这一正向反馈机制正是确保工业企业关注绿色创新、持续资源投入和成果顺利产出的长期逻辑。另外，随着消费者对环境保护的日益重视，媒体对企业绿色生产监督广度和深度不断加大，我国企业同时受到执法部门和大众媒体的双重监督，尽管短期内发展相对成熟稳定的诸多传统企业可能会根据成本效益原则选择缴纳环境罚款等维持经营效益，但长期来看则面临被时代技术变革淘汰的危机，更为理性的选择是加大绿色创新活动，以提升企业可持续发展的竞争力。因此，地区生产总值愈高，居民物质生活水平愈高，进而唤醒对更高生活质量的需求，与人们日常生活息息相关的环境元素，逐渐成为人们关注的焦点，文章选取地区人均生产总值以衡量居民生活质量的高低。
其次，在政策因素方面，我国经济高速发展转为高质量发展之后，必然面临补偿生态环境这一重大问题，党的十八大以来，国家围绕绿色生态和低碳发展作出系列重大部署，并将绿色创新投资定义为价值投资。面对国家众多鼓励生态环保的利好政策，京津冀各工业企业正处于战略转型、结构调整的关键发展机遇时期，若顺应潮流必将大有可为。尤其在我国现阶段特殊的制度环境和社会文化背景下，大多数企业都力争与政府机构建立和发展良好的政企关系，以获取有价值的市场信息，更少的官僚延误，以及货币及非货币奖励[21]。积极响应政府政策往往代表着企业能够获得的发展机会、市场资源以及行业信息的多少，为企业开展创新活动提供有力的保障。政府补助可以直接为企业提供绿色创新活动所需要的资源，并给予相应的税收优惠，而且能够间接补充企业因为绿色创新活动外部性带来的损失，减弱企业创新不确定性，从而推动企业实施绿色创新行为。国家财政部公布的各地区公共预算则是政策指引最直观的体现，可在相当程度上体现某地区的政策驱动强度。
最后，在经济因素方面，企业发展战略是企业开展绿色创新活动的决定因素。其一，企业难以有效甄别绿色产品市场，且难以准确预测绿色产品需求和投资风险，使得管理层对于绿色创新的战略部署缺乏主动性。绿色创新具有明显的长周期、高风险和收益滞后等特点，会使管理层在推行绿色创新战略以保持企业长期竞争力和增加企业当期利润的短视行为之间进行权衡。其二，绿色创新往往因涉及企业核心竞争力构建而高度保密，创新过程中缺乏有效的市场信息反馈和沟通机制也是管理层倾向于放弃绿色战略的原因。由此可见，缺乏相应的风险分散能力，阻碍企业绿色创新战略的实施，而持续的资金注入则能够持续平滑企业的绿色创新活动，增强企业管理层绿色创新的理念与信心。其三，绿色创新较传统技术创新而言具有生态价值提升和成果技术溢出双重正外部性，且前期需要反复试错与大量探索，对高强度、持续性的资金投入有着较强的依赖，是风险资金避之不及的投资领域。因此，对外开放程度高的地区会更容易吸引外商的青睐和资金的支持，外商直接投资是提高区域绿色发展效率的有效路径[22]，由此企业的发展战略和资源分配更倾向于长期性战略和新兴领域，将会对企业绿色创新具有助推作用。基于以上分析，提出假设：
H1-3：京津冀地区人均生产总值、政府财政预算和对外开放程度与工业企业绿色创新能力显著正相关。
(一)数据来源
本文选取2016—2020年A股所有工业上市企业为研究对象，并遵从以下标准进行筛选：(1)考虑数据正常化，剔除ST、*ST、PT类上市企业；
(2)考虑数据可比性，剔除年报信息缺失的上市企业。文章共获得2692个样本企业，所用财务数据来源于国泰安数据库及企业年报，并运用Excel和SPSS26.0统计分析。
(二)指标体系
通过对现有文献梳理，结合我国工业企业绿色创新的真实情况，本文将工业绿色创新能力评价指标划分为绿色创新投入能力、产出能力、支撑能力和环境治理能力四个一级指标，二级指标选取及定义如表1所示。
表1 工业企业绿色创新能力评价指标体系
(三)模型构建
建立因子分析模型的目的在于采用有限数量的因子对多变量间的线性关系总结分析，使评价指标体系搭建的独立性与全面性两者间的冲突得到妥善处理，可表示为如下数学模型：
其中，χ为p个标准化处理后的二级指标原始变量； (1)适度性检验。在对统计数据展开分析前，需要采用KMO和Bartlett检验对10个标准化预处理后的财务指标进行适度性检验。如表2所示，KMO统计量为0.674，并且Bartlett检验的显著性均为0.000，说明数据具有相关性，适合采用因子分析法。 表2 KMO与Bartlett检验 (2)因子提取。以特征值大于或等于1为原则对公因子进行提取，各个因子的特征根与方差贡献如表3所示：共得到4个公因子，累计方差贡献率达到72.123%，表明有大量的原始信息包含在提取的公因子中，4个公因子对原始变量具有非常高的解释能力[23]。 表3 特征根与方差贡献 (3)因子命名。所提取的4个因子旋转后的成分矩阵如表4所示，第一个公因子在资产规模U32、资本化研发投入U31和企业社会责任U33上有较大荷载，企业在绿色创新活动的推进过程中，支撑能力不仅会受到现有各类资产规模的影响，也会因政策支持、文化导向及公众认可度而改变，因此将第一个公因子命名为“绿色创新支撑能力因子”； 表4 旋转后的成分矩阵 (4)因子得分及综合评价。根据表5中成分得分系数矩阵得到四个因子的具体得分： 表5 因子得分系数矩阵 F1=-0.004*U11+0.003*U12+0.148*U21-0.134*U22+0.413*U31+0.418*U32+0.289*U33-0.062*U41-0.085*U42-0.031*U43 F2=0.500*U11-0.500*U12+0.006*U21-0.002*U22-0.005*U31-0.005*U32+0.002*U33-0.002*U41+0.001*U43 F3=-0.055*U21+0.018*U22-0.063*U31-0.051*U32-0.021*U33+0.513*U41+0.478*U42+0.45*U43 F4=0.004*U11+0.001*U12+0.713*U21+0.637*U22-0.068*U31+0.002*U32+0.068*U33-0.15*U41+0.003*U42+0.008*U43 根据表3中各因子的方差贡献率，结合以上四个因子的得分公式，进一步通过加权计算得到2020年各工业企业绿色创新能力综合因子得分。因子综合得分的计算公式为： Score=19.997/72.123*F1+10.539/72.123*F2+26.298/72.123*F3+15.289/72.123*F4 在因子分析的基础上，聚类分析基于“物以类聚”的思想，根据样本数据的特征分析其内在的相似度，进而对数据实现合理的分类[24]。文章将采用Q型聚类法中的离差平均法实现聚类分析，按照绿色创新能力的悬殊将全国工业企业分为三大类。本文依据2020年评价结果展开企业绿色创新能力现状分析，表6显示全国工业企业按照绿色创新能力不同而形成的聚类数目。从全国范围工业企业绿色创新能力对比来看，京津冀区域内绿色创新能力一类的工业企业数目为18个，占比为6.25%，优势较为明显。比对来看，珠三角地区一类工业企业数目同样为18个，但其占比仅为2.16%，该地区聚集着大量工业类中小企业，公共事件下暴露出创业创新、数字化转型、管理提升、市场开拓等方面的短板弱项； 表6 全国工业企业绿色创新能力聚类分析矩阵 京津冀区域内部，工业绿色创新发展路径呈现中心辐射化，辐射至周边的天津、石家庄、保定和唐山，具体表现为北京市遥遥领先，与周边环京地带形成强烈反差和区域内部能力发展不均等效应。北京地区绿色创新成果卓越且丰富，但是并未有效辐射周边地市，反而是南方沿海城市“异地转化率”高，足以说明京津冀区域内技术成果的流动不畅通，共创共享的政策不彻底。 具体而言，北京作为首都，工业企业绿色创新能力最强，人才聚集、经济发达、交通便利等为其提供天时地利人和的优势。2022年冬奥会北京赛区的滑雪大跳台背靠由工业冷却塔改造而成的大型建筑，周边环绕着巨大的工业遗址，拥有跨越历史的宏伟，也成为世界首例可永久性使用和留存的比赛场地。北京工业企业为了不断适应我国发展新阶段对环境保护提出的新要求，在不断提升绿色创新能力的过程中实现“回归”与“重生”，成为全国工业企业的典范。天津是我国北方的中心城市之一，承载着京津冀协同发展、“一带一路”建设等国家战略功能[25]，但其工业绿色创新能力发展明显不足。2017年，一度领先全国的天津经济突然出现断崖式下跌，GDP增速仅为上一年的1/3，经济失速的背后存在着产业结构偏重、新老动能衔接不恰和资源环境难以为继的局面之困。近年来，位于经济拐点和历史低点的天津已然认识到高质量发展的深层问题，一系列举措势如破竹，如淘汰整治“散乱污”企业、化解钢铁过剩产能、严控煤炭总量等。表面上，坚决遏制部分企业盲目扩张必然导致发展步履放缓，但是一向敢为天下先的天津，必将能实现自身转型升级，也为许多同样身处困境的城市探寻发展新势力。河北省内地市工业企业绿色创新能力大多处于第二类和第三类，其中，石家庄、保定和唐山地区企业的绿色创新能力领先于省内其他城市。河北省是我国的工业重地，钢铁产业集中，大气污染治理任重道远，工业企业绿色创新能力有很大的上升空间。正因如此，河北省生态保护亦是中央环保督察工作的开端与重点。《河北省“十四五”工业绿色发展规划》已于2022年初正式实施，旨在针对遴选的千家重点工业企业进行绿色化、创新化升级改造，加强环保设施开发应用，推动工业大省向节能环保先进省份进发。 根据聚类结果，分析比较四个能力因子和综合因子的均值，288家京津冀上市工业企业特点如表7所示，其中涉及124个国有企业和164个非国有企业。 表7 京津冀地区工业企业分类均值比较 第一类为绿色创新能力最强的样本企业，综合因子得分均值为1.6006，包含中国神华、中国铁建和华能国际等18个上市企业，其中仅包含2家民营企业，分别为新奥股份和长城汽车。这类企业基本为大型国有企业，拥有经营性和政策性双重目标，对国家政策具有较强的“响应刚性”。一方面，这类企业环境治理能力远高于综合得分均值，支撑能力因子大致与综合因子持平，说明这类企业资源禀赋较高且注重环境保护、资源节约； 第二类企业的绿色创新能力位于中等水平，综合因子得分均值为0.0636，包含首钢股份、河钢股份、冀中能源和三一重工等116家上市企业。这类企业绿色创新支撑能力因子和投入能力因子较高，但产出能力与投入能力不匹配，且环境治理能力不及平均水平，甚至低于第三类企业。绿色创新的长期性和风险性意味着企业不仅需要较长周期的科技研发和经验积累，而且要求企业管理层拥有接受失败的宽容试错态度和短期效益下滑的心理预期。由此可见，这类企业有一定的资源和投入，但由于管理层环保观念不坚定，缺乏风险承担意愿，从而投入产出转化率不高，绿色创新活动浅尝辄止，未能真正以绿色回馈市场、用创新带动发展，最终导致绿色创新效率的损失。 第三类企业的各方面都比较薄弱，绿色创新能力综合因子得分均值仅为-0.1846，包含友发集团、百川能源等154家上市企业，其中非国有企业占比80.52%。这类企业以中小型民营企业为主，支撑能力明显不足，投入能力、产出能力和环境治理能力则略高于绿色创新能力综合均值，说明其资源禀赋或无法支持多层次、长周期和高难度的绿色创新活动，经营战略和内部控制也可能存在问题，导致企业难以有效开展研发活动。另外，绿色创新虽未受到资本市场的投资青睐，但其双重正外部性能够契合政企合作的“双赢”目标，实现政企之间的激励兼容。从创新的驱动因素来看，人力资本、融资和成果转化是驱动企业创新的三大要素，也成了地方政府构建以激励绿色创新为导向的制度方案的核心。但是，中小型民营企业本身并非政府的关注偏好，这类企业或尝试通过绿色创新收获经济效益和铸造环保价值以响应政府号召、构建长期竞争优势，但难免出现“有心无力”之尴尬，进而导致绿色创新动力不足。 (1)样本选择与数据来源。本文选取2016—2020年A股上市工业企业作为研究样本，涉及2692家上市工业企业的13460个样本数据。其中，包含京津冀地区288家企业的1440个有效观测值。本文所使用的财务数据来源于国泰安数据库和中国统计年鉴，同时利用stata16.0统计分析。 (2)变量定义与模型设定。依据前文理论分析与研究假设，本文选取人均生产总值、科技财政预算、环保财政预算和外商投资为解释变量，进一步探究外部影响因子对京津冀地区工业企业绿色创新能力的作用效果。另外，为避免自相关以及多重共线性问题，根据研究需要和已有文献的做法，本文选取的控制变量如表8所示。 表8 变量定义 为实证检验外部影响因素和企业绿色创新能力之间的相关关系，本文引入控制变量后针对三个假设分别设定四个回归模型，其中政府财政预算的影响效果检验分为科技和环保两方面： Zscore=β0+β1*GDP+β2*LEV+β3*Top1+β4*TobinQ+β5*AGE+ε (1) Zscore=β0+β1*S&T+β2*LEV+β3*Top1+β4*TobinQ+β5*AGE+ε (2) Zscore=β0+β1*EP+β2*LEV+β3*Top1+β4*TobinQ+β5*AGE+ε (3) Zscore=β0+β1*FDI+β2*LEV+β3*Top1+β4*TobinQ+β5*AGE+ε (4) 主要变量的描述性统计结果如表9所示，京津冀地区工业企业绿色创新能力综合得分最小值为-1.084，最大值为6.401，样本企业之间价值差异较大，但平均值为0.312，高于我国平均工业水平，表明京津冀地区工业企业以智能生产为发展方向，促进产业技术变革和优化升级已取得初步成效，代表我国创新驱动发展的骨干力量。京津冀地区人均生产总值最小值为10.67，最大值为12.01，但均值为11.40，说明样本数据呈左偏分布。财政性科技预算支出和环保预算支出的标准差都为0.7至0.8之间，说明地区之间的政府预算差异较大。京津冀地区外商直接投资的平均值为7.882，结合商务部数据计算，长江经济带外资实际利用金额占全国47.3%，京津冀地区占比13%，说明京津冀地区对外开放水平不及东南沿海城市。 表9 主要变量描述性统计 本文研究工业企业绿色创新能力的环境驱动因素，但并非所有企业都开展绿色创新活动并披露相关环境信息。然而，只有当企业绿色创新行为随机发生时，剔除未披露绿色创新等环境信息的样本企业才不会产生估计偏误。为检验并克服可能存在的样本选择偏差问题，本文选用Heckman两阶段模型回归分析。具体而言，第一阶段采取Probit样本选择模型，利用总体样本里的全部观测值估计企业绿色创新的概率(GI_d)，并计算出每一个观测值的逆米尔斯比(Millsit)。另外，在决策回归模型中，加入同一地区工业企业平均绿色创新能力(GI_a)作为排除性约束变量。第二阶段分析影响工业企业绿色创新能力的外部环境因素，并将第一阶段得到的逆米尔斯比作为控制变量加入回归模型中。回归结果如表10所示，就全国范围的工业企业而言，当地的人均生产总值、政府的科技及环保财政拨款和对外开放程度均对其绿色创新具有不同程度的正向促进作用，这说明企业的创新活动不仅需要企业家精神、资源积累等内部因素的决定性作用，也需要良好的外部环境因素的助推。另外，逆米尔斯比的回归系数显著，表明存在一定的样本选择偏差。 表10 全样本回归结果分析 就京津冀地区而言，在Heckman两阶段模型的第二阶段回归分析中，逆米尔斯比的回归系数并不显著，可能的原因为京津冀地区的绝大部分工业企业的绿色创新水平更高，并选择披露相关信息，从而可认为不存在选择性偏误。由于每个企业的具体情况不同，可能存在不随时间而变的遗漏变量即个体效应，经过F检验，结果显示其p值为0.0000，个体方差占总体方差的0.597，故认为应该允许每位个体拥有自己的截距项。但是，个体效应仍可能以随机效应的形式存在，因而以企业为聚类变量对标准误的估计使用聚类稳健的标准误，结果显示用于随机效应估计的θ值为0.020，即复合扰动项的方差并不主要来自个体随机效应的变动。进一步采用Hausman检验，显示在1%的显著性水平下，拒绝扰动项与个体特征不相关的原假设，因此，本文选择固定效应模型进行回归分析，回归结果如表11中列(1)～(4)所示。 表11列(1)、(2)、(4)的回归结果显示，地区人均生产总值、科技财政预算支出和外商投资总额的估计系数显著为正，地区工业发展速度的估计系数显著为负，这验证了假设1和假设3的正确性。地区经济繁荣作为社会民众对美好生态环境追求的一种体现，有效督促企业绿色创新活动的开展，政府在科学技术方面的支持力度和对外开放程度则为企业提供资源支持，对京津冀地区工业企业绿色创新能力的发展亦起到显著的推动作用，但地区内的工业发展速度显著抑制京津冀地区工业企业绿色创新能力的发展。表11中列(3)的回归结果显示，环保财政预算支出的估计系数不显著，这说明政府在环境保护补助的投入对于改善绿色创新活动未发挥积极作用，而是存在一定程度上的挤出效应，即政府环保补助并非越多越好。可能的原因为：一方面，企业自身在绿色创新研发阶段已经投入了大量的资本，即使没有政府环保补助的投入，企业自身也会继续进行创新； 表11 多元回归分析结果 在控制变量中，企业资产负债率的回归系数显著为正，且在1%水平上显著，财务杠杆高的企业虽需要承担较重的债务还款压力，但同时也说明企业的融资能力较强，使得在对绿色创新活动投入方面较为积极。企业股权集中度的回归系数为正，且在1%水平上显著，一般而言，大股东持股比例高的企业，企业股东和管理层的利益更加一致，大股东为了企业价值和长远发展，倾向于更多地提升绿色创新能力。企业价值和企业年龄的回归系数为负，且在1%水平上显著，说明处于成熟阶段的企业，已有较高的品牌知名度和固定的消费者群体，更加安于现状，进而将更多的资源投入到生产性领域，而无暇顾及绿色创新活动的投入。 根据已有研究，采用企业绿色发明专利申请量(GI)来衡量企业绿色创新能力[26]。一方面，新的技术工艺是创新资源及其效率的最终体现，绿色专利则是企业绿色创新能力的最直观表现[27]； 表12 稳健性分析结果 本文构建了工业企业绿色创新能力评价指标体系，采用因子分析法综合测算全国各省份工业企业绿色创新能力，在此基础上重点关注京津冀区域，借助聚类分析法比较京津冀工业企业在全国范围内绿色创新能力发展现状，并分析各聚类工业企业的绿色创新能力培育困境，从而针对性提出纾困之策。研究发现，京津冀区域的工业企业绿色创新能力相较于珠三角和长三角而言具备优势，但区域内部差距巨大，未实现绿色创新的有效协同； 京津冀地区作为我国的政治中心，具有国有企业占有比例高、行政色彩浓厚、市场化程度偏低等鲜明特点，也决定了其经济发展的天然约束。北京应利用首都利好政策重点发展高端绿色产业，加速成果产出，并不断向全国范围延伸。天津作为北方最大的综合性港口，应借助其对外开放优势，提高天津工业企业吸引外资能力，主动承接首都非核心产业。河北因重工业结构而产生的环境污染问题严重，应首先优化本地工业产业结构。京津冀地区要实现环保、创新效益最优化组合，就要推动地区之间在各类资源上联通、联手和联合，实现创新要素自由流动，还需积极顺应和主动践行京津冀协同发展这一国家重大战略政策，强化环渤海地区的经济协作，才能培育和壮大本地的高端工业集群，进而打破创新资源空间分布不均衡、绿色创新协同度低等层层壁垒，创造新的经济增长点。 当前，我国大型企业依旧存在大而不强的问题，尽管近年来我国位列世界500强数量稳居首位，但主要依赖于规模。部分企业在环境规制下的末端治理措施，如使用清洁能源、购置节能设备和治理污水废气等，具有明显的被动反应特点，不能培育企业长期价值。能动性的绿色创新升级，能够避免企业落入中等收入陷阱，使我国经济从外延式扩张转变为内涵式发展。具体而言，一是以绿色创新主导价值创造，实现高质量可持续发展； 在面对战胜新冠肺炎疫情过程中，我国企业家均展现出优良的担当精神，彰显出对社会发展、文明进步的责任感。而在后疫情时代下，中国工业发展受到较强负面冲击，企业家创新和冒险精神则可以解危机为变局，化变局为商机。一方面，企业家应打破传统、大胆创新，打造硬核科技，用智力发展面对百年未有之大变局。新冠肺炎疫情催生了新业态和新模式，比如直播带货，数字经济作为一种新的网络生态，具有在供应链最终端倡导绿色消费、推动企业绿色创新的功能。另一方面，不断充实新生力量，用活力永葆企业生机。人才是新时代实现强国战略和建立创新高地的重要资源，但我国创新型人才总量仍然不足。尤其是河北地区缺少双一流高校，更应抓住京津冀协同发展之契机，积极参加京津高端产业项目对接； 研究结论对于完善绿色发展导向下的宏观制度设计亦具有重要启示。在环境政策方面，政府应完善顶层设计，改善绿色创新环境，着力解决好创新驱动因素中的人力资源、融资成本和成果转化问题。比如采取灵活就业政策吸纳人才，并向研发前端不断推进，促进产学研高效融合，将引进、跟随新工艺转变为产业链上的自主创新；
F为m个因子变量，且m
ei为特殊因子，即公因子变量所无法解释的原有变量部分。< p>(四)因子分析
营业利润率U11和研发投入比重U12较高意味着企业具有较强的绿色创新活动意愿和投入能力，故将第二个公因子命名为“绿色创新投入能力因子”；
将污染治理投资U41、环保设备投资U42和企业环境报告披露U43载荷较高的第三个公因子命名为“环境治理能力因子”；
绿色专利U21是企业绿色创新活动成果的最直接体现，而研发人员比重U22可以在一定程度上保证企业的成果产出，因此将第四个公因子命名为“绿色创新产出能力因子”。
长三角地区有10家一类工业企业，占比为0.098%，由于疫情影响，长三角地区作为我国汽车的主要生产地，部分整车和零部件生产企业生产停滞，市场终端消费下降，汽车产业受到较大冲击。由此可见，京津冀地区工业企业绿色创新优于全国其他省市的同时，遥遥领先于长三角、珠三角地区。
(一)地区分类比较
(二)企业分类均值比较
另一方面，绿色创新投入能力和产出能力与综合均值相比明显偏低，这意味着国有企业似乎并没有通过具有价值创造效应的绿色创新活动来降低环境负外部性，而是倾向于选择投资效果立竿见影的末端治理战略实现节能减排。具体而言，末端治理战略是指企业把有限资源投入环保领域以响应某种制度环境，是一种典型的“被动型环境战略”。长期以来，具有行政垄断地位的国有企业享有无可比拟的“政策偏向”优势，面临的市场环境也相对宽松，这也必然导致国有企业绿色创新精神的匮乏。(一)研究设计与变量选取
(二)描述性统计
(三)全样本回归结果分析
(四)京津冀地区回归结果分析
另一方面，企业基于沉没成本过大而未开展绿色创新活动，此时如果政府加大了环境补助力度，企业反而可能会减少绿色创新研发投入，即政府补助金额挤出了企业原应投入的绿色创新资金。
(五)稳健性检验
另一方面，专利申请比专利授权更能如实反映绿色创新能力，专利授权须经测试及缴费，且易受官僚主义制约，存在诸多不可控因素，正如黎文靖(2016)[28]研究证实绿色专利申请量会比授权量更直观、稳定和及时。本文借鉴李青原等(2020)[29]的研究，采用发明型绿色专利申请量来测度被解释变量。具体而言，世界知识产权组发布的“IPC绿色清单”中列示与环保技术直接相关的专利IPC分类号，本文在国家知识产权局依据分类号检索出各企业专利的IPC分类号，并根据清单一一对照以获取企业绿色发明型专利数据。表12中回归结果表明，各主要变量的回归结果未发生明显变化，仍支持本文的研究假设。
绿色创新能力优等的企业缺乏以价值提升为目标的能动性环保战略，被划分为中等企业的内部发展困境主要体现在管理层生态环保理念薄弱、风险承担意识不足导致的成果转化效率低下，处于能力底端的企业则表现为资源禀赋有限从而缺乏绿色创新动力；
加快地区经济建设、加大政府科技投入和对外开放程度均可以作为京津冀工业企业绿色创新能力提升的有效路径。基于以上分析结果，笔者提出以下对策建议：(一)秉承京津冀协同发展战略，发挥绿色创新合作优势
(二)实施能动性环境保护战略，注重企业长期价值培育
二是打造大国品牌，实现走出国门，掌握价值分配的主动权。国有企业要不断推进混合所有制改革，将生态文明建设和价值创造型的绿色发展指标与经理人绩效考核体系融合，降低管理层创新惰性。民营企业应追随“专精特新”发展方向，通过绿色管理培训和构建协同创新网络，全面提升企业对市场需求的反应速度和质量。外资企业要审时度势，引进更具绿色潜力的产品，推动技术转轨，实现共赢。(三)培育企业家科学冒险精神，激发绿色创新原生动力
同时，京津可通过迁移高校、合作办学、交换交流等方式，为河北输送高素质人才。(四)优化京津冀区域营商环境，培育绿色创新外援推力
进一步放宽工业外资市场准入，鼓励投资主体多元，确保市场活力不断增强；
加强知识产权保护和成果转换体系的顶层设计，强化版权意识，减少新技术的外部溢出，从而强化企业家的绿色创新意愿。在制度支持方面，扶持企业应有的放矢，在科技金融层面实现创新活动的持续平滑。针对达到某项门槛的企业给予创新补贴、税收优惠等官方认可，对处于高速成长阶段的中小企业予以更多关注，原则上宽容失败、支持冒尖、鼓励冒险，挖掘具有创新潜力的主体，使之在这场未见硝烟的竞争中大放异彩。
