原文信息：王辉,冯峥,袁礼,等.公共科研机构绿色研发介入与企业绿色创新——基于环境外部性视角[JOL].中国工业经济,2024,(09)81-99.
01引言
绿色技术创新是加快发展方式绿色转型的重要内容。充分发挥市场在激励绿色技术创新、优化绿色技术要素配置中的决定性作用，亟待回答“谁来创新”“如何创新”以及“动力何来”等问题。纵观中国绿色创新的演进趋势和主体特征，中国各类绿色专利授权量均呈稳步上升趋势（见图1）。但从绿色创新产出前10名的微观主体看，公共科研机构数量在绝大多数年份超过半数，企业数量则相对较少；这些主体的绿色创新产出也出现类似趋势，公共科研机构获得的绿色专利授权比例在大多数年份都超过50%，企业绿色专利授权占比偏低（见图2和图3）。综合看，企业发挥的市场主体作用仍然有限。因此，完全通过市场力量激励企业绿色创新远达不到最优水平，需要政府和公共科研机构等部门的压力和激励。
02研究设计
1.数据来源
本文使用的数据集包括两部分：一是inco Pat数据库，通过手工检索和搜集，提取中国境内专利信息数据，包含专利申请者名称、公告号、申请人及申请人类型等内容；二是上市公司财务指标，来自国泰安CSMAR数据库。
2.模型设定
为检验公共科研机构绿色研发介入对企业绿色创新的作用，构建交叠双重差分模型如下：
03实证结果及分析
1.基准回归
表1结果显示，公共科研机构绿色研发介入与不同类型绿色创新的回归系数皆在1%水平上显著为正，表明公共科研机构绿色研发介入能显著激励企业绿色创新。
参考Cengizetal.（2019）的做法，采用事件研究法进行平行趋势检验。具体构建模型如下：
由图5可知，在初次公共科研机构绿色研发介入前，核心解释变量系数不显著；初次公共科研机构绿色研发介入之后核心解释变量系数显著，表明通过平行趋势检验，且整体上公共科研机构参与企业绿色研发对其绿色创新的作用呈现动态可持续性.
（1）异质性处理效应。
为修正交叠双重差分模型中多维固定效应估计量的潜在偏误，本文分别采用交互权重估计量、堆叠DID估计量等异质性稳健估计方法，以解决处理效应的异质性问题，事件研究结果如图6所示。总体而言，图6（a）—（c）汇报的结果显示，使用异质性稳健估计量的事件研究结果与基准平行趋势的结果保持一致，这说明处理效应异质性问题并未影响本文基准结果的稳健性。
（2）内生性处理。
回归结果如表2第（1）—（4）列所示，以上市公司兼具环保和研发背景高管族谱特征作为工具变量的回归结果显示，第一阶段F值大于10，且Cragg-Donald Wald F统计量也皆大于经验临界值，说明不存在弱工具变量问题。同时，第一、二阶段回归系数皆显著为正，说明在尽可能缓解内生性问题的干扰后，公共科研机构绿色研发介入仍显著促进了企业绿色创新。
为进一步验证工具变量的排他性假设，本文参考董直庆和王辉（2021）的做法，结果发现，第（5）—（7）列工具变量与企业绿色创新的直接回归结果显著，第（8）—（10）列工具变量的回归系数不显著而核心解释变量的系数显著，说明工具变量仅通过公共科研机构绿色研发介入间接影响企业绿色创新，由此验证了工具变量满足排他性假设。
①Bacon分解。参考Goodman-Bacon（2021）提出的培根分解法进行稳健性检验。②排除控制组中公共科研机构技术转让及非绿色研发介入的样本。③更换被解释变量。④缓解样本自选择问题。分别采用1：3最近邻倾向得分匹配法、控制时间与控制变量交互项、控制时间三项式与控制变量交互项、控制时间与前定变量交互项以及“熵平衡+DID”等方式。⑤更换核心解释变量构建方式。以某年某企业是否与公共科研机构合作研发绿色专利作为赋值标准，若存在绿色研发合作，则设置为1，反之为0。⑥0值处理。先对各类独立申请的绿色专利进行反双曲正弦变换，然后以此作为被解释变量进行回归。结果与基准结果均保持一致。
04“双重外部性”与作用机制检验
1.“双重外部性”的驱动作用检验
表3第（1）—（3）列是高环保补助样本的回归结果，第（4）—（6）列是低环保补助样本的回归结果。结果显示，对于高环保补助企业而言，公共科研机构绿色研发介入并未显著影响其绿色创新；而对于低环保补助企业，公共科研机构绿色研发介入显著提升了其绿色创新水平。
（1）绿色“人才池”机制。
表5第（1）、（3）列展示的是分别采用上述两类绿色“人才池”指标作为机制变量进行回归分析的结果，此外，考虑到企业绿色发明人的增加也可能是由于企业本身具有较高的绿色创新能力所引致的，进一步在原有回归的基础上控制企业自身绿色创新水平，再进行与之前一致的回归分析，结果如表5第（2）、（4）列。结果表明，公共科研机构绿色研发介入有利于为企业输送绿色发明人才，为企业带来“人力资本补贴”，通过为企业绿色创新蓄好绿色“人才池”，进而驱动企业绿色创新。
分样本的检验结果如表6所示，结果显示，对于低环保补助企业而言，从事绿色创新的环境正外部性尚未得到有效矫正，公共科研机构可通过蓄好绿色“人才池”激励企业绿色创新；而对于高环保补助企业而言，即环境正外部性在一定程度上实现了内部化。
表6第（3）、（4）列和第（7）、（8）列则汇报了知识溢出正外部性的影响。结果显示，不论地方知识产权保护水平高低，公共科研机构介入均能通过绿色“人才池”机制提升企业绿色创新水平。
（2）绿色“知识池”机制。
参考Jaffe（1986）、叶静怡等（2019）的做法，计算公共科研机构与企业之间的技术相似度，测算公式为：
表7第（1）、（3）、（5）列是采用上述三类绿色知识溢出指标作为被解释变量、检验绿色“知识池”机制的回归结果，在此基础上分别控制企业自身绿色创新能力的机制检验结果如第（2）、（4）、（6）列所示。结果显示，公共科研机构绿色研发介入能为企业带来“知识补贴”，通过向企业“溢出”绿色知识，驱动企业绿色创新.
表8所示，第（1）、（2）列汇报了环境正外部性的影响，分别为高环保补助企业和低环保补助企业样本的回归结果。结果显示，对于低环保补助企业，即绿色创新的环境正外部性尚未得到有效矫正，公共科研机构绿色研发介入通过绿色“知识池”对企业绿色创新的作用正向显著，对于高环保补助企业，即环境正外部性在一定程度上已被内部化，公共科研机构通过绿色“知识池”对企业绿色创新的效果并不明显。同时，第（3）、（4）列汇报了知识溢出正外部性的影响，结果显示，不论地方知识产权保护水平高低，公共科研机构绿色研发介入均能通过绿色“知识池”机制，显著提升企业绿色创新水平。
05异质性讨论与拓展分析
1.异质性讨论
（1）绿色研发合作的主导模式。
结果显示，企业主导合作模式更有益于发挥公共科研机构绿色研发介入的绿色创新驱动效应。
（2）企业绿色研发基础。
结果显示具备绿色基础的企业，公共科研机构绿色研发介入更能激励其绿色创新。
（3）绿色技术研发领域。
结果显示，合作研发重点领域绿色技术，更有利于提升企业绿色创新能力。
2.拓展分析
（1）绿色研发合作强度对企业绿色创新的影响。
本文将核心解释变量替换为绿色研发合作强度（年度合作绿色专利申请数量coope_intensity）进行回归。结果表明，绿色研发合作强度越高，企业绿色创新驱动效应增强。
（2）对企业绿色创新质量的影响。
本本文采用绿色专利引用次数（对数形式）的滞后四期作为绿色创新质量的衡量指标进行回归分析。结果表明，公共科研机构绿色研发介入能促进企业绿色创新质量的提升
（3）对企业绿色创新边界的影响。
结果显示，公共科研机构绿色研发介入有效拓宽了企业绿色创新边界。
06结论与启示
（一）结论
第一，公共科研机构绿色研发介入对企业绿色创新水平具有显著正向影响。
第二，公共科研机构绿色研发介入对低环保补助企业绿色创新的提升效应更显著。
第三，公共科研机构绿色研发介入能通过绿色“人才池”和“知识池”机制，促进企业绿色创新。
第四，在绿色技术重点领域、企业主导型研发合作模式以及具备绿色研发基础的企业中，公共科研机构绿色研发介入的绿色创新驱动效应更为明显。
第五，公共科研机构绿色研发介入能提升企业绿色创新质量，拓宽绿色创新边界，且绿色研发合作强度越高，绿色创新驱动效应越强。
（二）政策启示
第一，深化公共科研机构与企业绿色研发合作，强化企业绿色创新的内生动能
第二，因企施策探索多元化绿色研发合作模式，释放公共科研机构绿色研发介入的绿色创新驱动效应。
第三，蓄好公共科研机构的绿色“人才池”“知识池”，完善“两池”向企业绿色创新的溢出机制。
公共科研机构
介入与企业绿色创新
