一、引言

自改革开放以来,在长期高投入、高能耗、高排放的粗放式发展模式下，中国经济取得举世瞩目的发展成就，但同时也加剧了生态环境的恶化，极端天气频发，对我国国民的生活质量产生实质性影响。为应对环境恶化造成的负面影响，实现人与自然的和谐共生、互利共赢，推动实体企业绿色转型成为关键。绿色转型的源动力来自于创新，2020年9月习近平总书记在科学家座谈会上作出重要指示，“我国经济社会发展和民生改善比过去任何时候都更加需要科学技术解决方案，都更加需要增强创新这个第一动力”，尤其是在技术封锁和高新技术产品出口限制等贸易摩擦频发的大环境下创新对企业和整个经济社会实现高质量发展至关重要。2020年9月22日，习近平总书记在第75届联合国大会中提出中国要在“2030年实现碳达峰、2060年实现碳中和”的双碳目标，2021年2月2日国务院印发《国务院关于加快建立健全绿色低碳循环发展经济体系的指导意见》，再次对创新提出更高的标准。相较于传统创新，绿色创新能实现技术进步和生态保护的双重职能，帮助实体企业走出“经济增长-环境恶化”恶性循环、实现“经济效益+环境质量”高质量发展。如何推动实体企业通过绿色创新驱动绿色发展成为重要课题。作为经济个体，企业最终目标是实现经济效益最大化，因此企业层面的绿色创新受到市场需求、融资环境、税收负担等诸多要素的影响。作为最重要的利益相关者，客户的实际需求与未来需求对企业绿色创新决策产生直接影响，即企业与客户间存在“一荣俱荣、一损俱损”的特殊关联性，客户的盈余表现会对企业自身的股价市场反应、信贷融资期限、投资效率甚至是战略目标的制定均存在显著影响，那么客户的盈余表现会对实体企业绿色创新产生怎样的影响？其作用机制与影响路径又如何体现？本文对此进行了研究。

二、理论分析与研究假设

（一）客户盈余表现与企业绿色创新

在开放的社会发展环境中，单个企业并不是孤立存在的，与主要客户间形成“一荣俱荣、一损俱损”的利益共同体，企业需要通过下游供应商客户获取关键发展资源，又需要向上游销售端客户基于交易获取经济效益，客户的盈余表现至关重要。客户的盈余表现可通过如下路径对企业绿色创新产生影响：首先，基于资源依赖理论，客户盈余表现越好，企业获得异质性发展所需资源的能力越强[1]，开展绿色创新时资源的获取难度与成本显著降低，创新固有风险及其负面影响随之削弱，企业开展绿色创新的能力和主动性均显著提高。同时，客户盈余表现的提升，能推动供应链信息的有效整合，企业能通过客户掌握的市场实际需求不断调整与优化绿色创新战略，既能降低创新成果与市场实际需求相脱节的问题，更能有效避免资源的冗余与无效配置，提高关键创新资源的配置效率，绿色创新战略得以更好实施，且能取得更高质量的创新产出；其次，基于信号传递机制，客户盈余表现越好，说明企业的产品的市场份额越高、提供的服务被接受程度更高，既能吸引更多投资者的关注，获得成本低、规模大的融资支持，又能对企业的绿色创新产生显著倒逼作用，即企业可以通过积极实施绿色创新战略获得更好的经济效益[2]。企业可以根据盈余表现较好客户反馈回的信息对绿色创新战略进行动态调整与优化，即客户的盈余表现成为企业制定绿色创新战略等投融资决策的重要信息来源，促使企业不断调整绿色创新资源的配置，进而形成高质量的绿色创新产出，促使企业核心竞争力不断攀升；最后，客户盈余表现越好，对企业的依赖程度越高，越有动机为企业绿色创新提供更好的信息咨询服务，并积极参与到企业管理层的经营与管理行为等监督中，推动公司治理水平的不断提升，进而促进企业将更多的优质资金投入到绿色创新中。根据以上分析，预期客户盈余表现的提升会促进企业的绿色创新，因此本文提出假设：

假设1：客户盈余表现与企业绿色创新间显著正相关

（二）绿色税收与企业绿色创新

绿色税收的基本定义为对污染行业或污染物的使用征收税负，并对投资于防治污染或环境保护的纳税人实施税收减免，其基本目的是环境保护、实现绿色发展。作为环境污染主体的实体企业，在生产与经营过程中必然要与环境相交，必然会受到绿色税收的影响。绿色税收可通过如下路径对企业绿色创新产生影响：首先，绿色税收政策强度的提高，会显著增加对企业基于工艺、产品等多维度流程绿色创新的倒逼作用[3]。应对绿色税收产生的“硬约束”，企业一般采取转移、升级或转型三种方式，上市企业作为资本市场的主体，具有一定的资金基础与技术基础，能有效开展绿色技术创新战略以降低由于绿色税收引至的成本内部化，尤其是在全球经济下行时期，以国内市场为主、以国外市场为辅的国际国内双循环模式下，绿色创新已成为上市企业获取竞争优势、应对绿色税收负外部效应引至的污染成本提高的必然选择；其次，绿色税收能通过财政补贴或者税收优惠等途径实现对企业绿色创新的间接影响，极大程度提高企业绿色创新投入强度，同时还能通过保障绿色创新产出质量等方式为企业引入高质量的外部监督机制[4]，企业通过绿色创新进行转型升级以应对绿色税收的主动性显著增强；最后，绿色税收还能通过动态调整关键创新配置等途径促进企业的绿色创新。税收不仅包括对企业经营利润的再分配，还包括通过财政补贴或税收优惠等方式，能对企业绿色创新产生正向激励作用，即当绿色税收的正外部效应超过负外部效应时能对企业绿色创新产生更为强烈的激励作用，促进企业更积极、主动实施绿色创新战略。根据以上分析，预期绿色税收可通过多种途径对企业绿色创新产生激励效应，因此本文提出假设：

假设2：绿色税收与企业绿色创新间显著正相关

（三）绿色税收的调节作用

作为国家层面宏观调控政策的重要组成，绿色税收不仅会对企业绿色创新产生直接激励作用，还会影响到客户盈余表现与企业绿色创新间的关系。首先，对于作为经济个体的企业来讲，其目的是获得最大化经济效应，但绿色税收具有污染成本提高等负外部效应，会在短期内对企业经营效益产生负面影响，使得部分企业无法在绿色创新中投入较多的资金[5]。在此环境下盈余表现较好的企业更有能力对企业绿色创新提供更好的商业信用支持，缓解企业在绿色创新中所面临的融资约束，还能将绿色创新风险由企业向客户进行转嫁，极大程度提高企业实施绿色创新的主动性，同时还能有效保障绿色创新产出质量；其次，绿色税收还能通过正外部效应增强客户盈余表现与企业绿色创新间的正相关程度。绿色税收能通过财政补贴或税收优惠等途径对企业绿色创新产生激励作用，客户的盈余表现越好，说明企业的产品市场认可度越高，客户会对企业的绿色创新提出更高的标准，并会及时将市场实际需求及竞争对手等相关信息传递至企业，极大程度降低企业信息搜集与处理成本，并能通过客户较好的盈余表现吸引更多的投资者关注，对企业绿色创新产生更好的激励作用。根据以上分析，预期绿色税收能显著增强客户盈余表现对企业绿色创新的促进作用，因此本文提出假设：

假设3：绿色税收显著增强客户盈余表现与企业绿色创新间的正相关程度

三、研究设计

（一）样本选择及数据来源

本文选择沪深两市A股实体上市企业为初始样本，时间区间确定为2012—2021年，并将其中前五大客户盈余表现相关数据无法获取的企业、研究期间被特殊标记的ST企业、绿色创新相关数据缺失的企业和控制变量数据缺失的企业剔除出研究范围，最终得到2988家上市企业的“企业-年度”作为样本。在数据来源方面，通过样本企业年报获取绿色创新相关数据，通过样本企业所在省级政府官网获取绿色税收相关数据，其余数据均通过同花顺数据库获得。最后，为降低数据中异常值的负面影响，对所有连续性变量涉及数据均采取1%分为上下缩尾处理。

（二）变量定义

(1）被解释变量。

借鉴邱洋冬[6]的研究方法，用企业绿色专利的相对数量对绿色创新进行测算，符号为GP，具体计算方法为企业研究年度绿色专利申请数量与总专利申请数量的比值，该值越大表明企业绿色创新能力越强。在变量构建与测算过程中，甄别专利中的绿色专利是关键，具体甄别方法是根据国际专利分类号IPC信息识别出包括运输、节能减排、替代能源生产、废物管理、农业/林业、行政和监管或设计、核发电等在内的七类绿色专利。

(2）解释变量。

借鉴安素霞等[7]的研究方法，采用样本企业前五大客户所属行业经年度均值调整后的资产收益率进行衡量，符号为CR，计算方法为样本企业客户的研究年度资产收益率与所属行业资产收益率均值的差值，该差值越大表明客户盈余表现越好。

(3）调节变量。

现阶段一般从广义和狭义两个方面对绿色税收进行解释，广义的绿色税收虽能起到环保作用，但其目的不是环境保护，而狭义的绿色税收则是出于环境保护目的而设置的功能性更强的税，因此本文基于狭义绿色税收概念对样本企业所面临的绿色税收进行解释，用符号GIT表示。借鉴乔羽等[8]的研究方法，用排污费/（总税收+排污费）衡量企业所面临的绿色税收强度，该值越大表明企业所面临的绿色税收强度越高。同时，为方便研究，本文对该值进行扩大倍数处理，以使该数据与其他变量数据数量级趋同。

(4）控制变量。

综合以往企业绿色创新影响因素相关研究成果，将（TOP1）作为控制变量，同时引入年度（Year）和行业（Industry）两个哑变量。

对所有变量作如表1所示的汇总与说明：

表1 变量定义与说明

（三）模型构建

为检验建设，构建如下多元线性回归模型对主要变量关系进行回归检验：

四、实证分析

（一）描述性统计

表2为全样本下所有变量的描述性统计结果，可得出如下主要信息：（1）企业绿色创新（GP）的均值为0.106，表明现阶段绿色创新已成为众多实体企业创新战略的重要选择，同时其最小值仅为0.003，中位数为0.098，表明仍有大量企业的绿色创新有待于进一步加强，且最大值达到0.422，也说明不同样本企业的绿色创新存在巨大差距；（2）客户盈余表现（CR）的均值为-0.007，说明在全球经济处于下行时期内样本企业前五大客户所处行业的盈余表现偏低，这与众多上市企业处于转型升级关键时期、潜在盈利能力未实现拐点增长等是相符合的，其最小值仅为-0.445，最大值达到0.211，也表明不同样本企业的客户盈余表现差距巨大；（3）绿色税收（GIT）的均值为0.455，说明样本企业所面临的绿色税收政策强度仍有较大提升空间，最值分别为0.122和0.827，表明不同样本企业由于行业、地域等诸多因素的影响存在显著差异。

表2 全样本下变量描述性统计

（二）基本回归检验及结果分析

表3为模型1和模型2的回归检验结果，主要用于检验客户盈余信息和绿色税收对企业绿色创新的影响，可得出如下主要结论：

模型1回归检验结果中，客户盈余表现（CR）与企业绿色创新（GP）间显著正相关，即客户盈余表现的提升，能显著促进企业的绿色创新，本文的假设1得以验证。其主要原因在于：客户盈余表现越好，表明企业产品的市场认可程度越高，企业利用绿色创新将更多绿色元素融入至产品的主动性越高，同时还能为企业提供更符合市场实际需求的信息支持，极大程度降低企业获取市场创新需求的难度，既能降低创新成果与市场实际需求相脱节的问题，更能有效避免资源的冗余与无效配置，提高关键创新资源的配置效率，绿色创新战略得以更好实施。最后，客户盈余表现的提升，还能通过信号传递效应，吸引更多投资者将优质资金投入至企业中，刺激企业采取更积极的绿色创新战略。

模型2回归检验结果中，绿色税收（GIT）与企业绿色创新（GP）间显著正相关，即绿色税收政策强度越高，越能促进企业实施绿色创新战略，本文的假设2得以验证。其主要原因在于：绿色税收可以通过负外部效应对企业绿色创新产生显著倒逼作用，随着绿色税收政策强度的提升，企业污染排放等成本显著提高，必须通过绿色创新实现转型升级，才能在激烈的市场竞争中始终占据优势位置；同时，绿色税收可通过正外部效应为企业绿色创新提供更好的财政补贴或税收优惠，既能为企业留存更多的自由现金流用于绿色创新，又能为通过调整与整合关键创新资源等途径提高企业绿色创新产出质量，降低创新风险，促使企业更为积极采取绿色创新战略。

表3 基本回归检验结果

（三）调节作用分析

表4为模型3的回归检验结果，主要用于检验绿色税收在客户盈余信息与企业绿色创新间关系的调节作用，可得出如下主要结论：客户盈余表现（CR）、绿色税收（GIT）与企业绿色创新（GP）间均显著正相关，再次对本文的假设1和假设2进行验证；绿色税收与客户盈余表现的交乘项GIT*CR与企业绿色创新（GP）间显著正相关，可以看出绿色税收显著增强客户盈余表现与企业绿色创新间的正相关程度，本文的假设3得以验证。其主要原因在于：绿色税收通过负外部效应影响企业绿色创新时，客户盈余表现越好的企业，越能从客户获得充足的商业信用支持，从而对绿色创新产生更好的倒逼作用；还可以通过正外部效应为企业提供较好的财政补贴或税收优惠政策，从而使盈余表现较好的企业拥有更为充足的资本用于绿色创新。

表4 调节作用回归检验结果

（四）稳健性检验

(1）规避内生性问题。

为避免同期数据间存在的内生性问题，本文采用滞后一期数据的方式进行稳健性检验，具体做法为：被解释变量企业绿色创新采用研究年度当期数据、其余变量均采取研究年度滞后一期数据。带入相应数据后稳健性检验结果如表5所示：可以看出稳健性检验结果中主要变量间关系与本文回归检验结果相比未发生实质性变化，即本文的研究结论是稳健的。

(2）变换主要变量衡量指标。

借鉴成琼文和陆思宇[9]的研究成果，采用企业绿色专利的绝对数量对绿色创新进行度量，具体做法为绿色专利申请数量加1后的自然对数值，其中绿色专利的甄别与本文变量解释中一致，结果如表6所示：可以看出稳健性检验结果中主要变量间关系与本文回归检验结果相比未发生实质性变化，即本文的研究结论是稳健的。

表5 稳健性检验结果1（规避内生性检验）

表6 稳健性检验结果2（变换主要变量衡量指标）

五、研究结论

基于2012—2021年沪深两市A股实体上市企业财务数据，采用实证检验和理论分析相结合的方式，探究绿色税收和客户盈余表现对企业绿色创新的作用机制与影响路径，进一步考究绿色税收在客户盈余表现与企业绿色创新间的调节作用。经实证检验得出如下如下主要研究结论：（1）客户盈余表现与企业绿色创新间显著正相关，即客户盈余表现的提升能显著促进企业绿色创新；（2）绿色税收与企业绿色创新间显著正相关，即绿色税收政策强度的提升能对企业绿色创新产生显著的倒逼作用；（3）绿色税收显著增强客户盈余表现与企业绿色创新间的正相关程度。

本文研究结论具有一定的实践启示：首先，企业应依据自身行业特点和市场实际需求不断调整与优化绿色创新策略，提升绿色创新成果与市场实际需求间的契合程度，即在保障持续高强度绿色创新投入的同时不断提高绿色创新质量，实现企业经济效益与环境保护的和谐共生；其次，企业应加强与主要客户家的交流与沟通，从主要客户盈余表现中提取出更多的有价值信息，充分利用主要客户反馈回的有价值信息对市场的实际需求和偏好进行精准预测，制定与之相契合的绿色创新策略，具体可以通过更好了解主要客户的年报、公告信息等途径实现；最后，政府相关部门应进一步推动绿色税收机制的构建与完善，同时应根据不同的行业、不同的区域制定具有差异化的绿色税收机制，引导更多的企业投入至绿色创新中，同时为企业提供更为优良的融资环境。

参考文献:

[2]殷枫,贾竞岳.大客户盈余管理对供应商投资的影响研究[J].审计与经济研究,2017(6):64-78.

[4]张娟,耿弘,徐功文,陈健.环境规制对绿色技术创新的影响研究[J].中国人口·资源与环境,2019(1):

[6]邱洋冬.开发区设立､区域偏向与企业绿色创新[J].上海财经大学学报,2020(4):49-63.

[7]安素霞,王磊,王智韬.客户盈余表现对供应商创新投资的影响研究[J].审计与经济研究,2022(3):95-106.

[8]乔羽,马晓君,杨佳.绿色税收对工业企业绿色创新效率的双重影响研究[J].金融发展研究,2020(12):59-67.

[9]成琼文,陆思宇.经济政策不确定性､环境管制与绿色创新[J].华东经济管理,2022(11):44-53.

文章来源:林雨彬,刘佩瑶.绿色税收､客户盈余表现与企业绿色创新[J].财会通讯,2024,(18):36-40.