【政府补贴对节能环保企业生产率影响的实证探究（论文）4000字】

政府补贴对节能环保企业生产率影响的实证研究目录TOC\o"1-2"\h\u29959政府补贴对节能环保企业生产率影响的实证研究 1105601.1数据来源 1310651.2实证检验及结果分析 1124691.2.1描述性统计分析 225221.2.2相关性分析 2241131.2.3回归结果与分析 4270171.2.4中介效应分析 4305521.3稳健性检验与中介效应检验 691081.3.1稳健性检验 6118611.3.2中介效应检验 81.1数据来源因为本文研究的是政府补贴对节能环保企业生产率的影响，主要研究对象为节能环保企业，所以选取来自国泰安数据库（CSMAR）节能环保产业的145家沪深两市A股上市公司2015-2019年的财务数据，共711个样本作为研究对象。同时，为了保证所得数据的可靠性，本文对原始数据进行如下处理：1、剔除了在样本期内被标为ST、*ST的企业，因为该类企业出现连年亏损，生产经营活动存在异常情况，所以将此类企业剔除。2、剔除了异常数据，如资产负债率大于1的数据。3、剔除了数据不全的企业。1.2实证检验及结果分析1.2.1描述性统计分析变量均值标准差最小值中位数最大值TFP8.010.925.667.9411.03Gov-S1.702.280.010.8218.87Debt45.0816.831.9746.1497.89ROA3.354.72-26.473.5432.30Human21532.9419651.8327.5216345.11130649.94Growth21.0848.84-63.0512.00605.25Age18.244.716.5017.8336.42Scale7.471.074.627.3511.51表1.1描述性统计分析注：全要素生产率（TFP）、政府补贴强度（Gov-S）、资产负债率（Debt）、资产净利率（ROA）、发展能力（Growth）均用百分比表示。人力资本（Human）单位为元，企业年龄（Age）单位为年，企业规模（Scale）为企业内员工人数的对数。表1.1为基准回归模型中涉及到的各变量及其描述性统计结果。其中，全要素生产率（TFP）、政府补贴强度（Gov-S）、资产负债率（Debt）、资产净利率（ROA）、发展能力（Growth）均用百分比表示（观测值*100）。从表中可以看出，全要素生产率的均值为8.01，大于中位数7.94，说明其呈现偏态分布，而且最大值为11.03，最小值为5.66，标准差为0.92，说明不同企业在不同年份的全要素生产率差别较大。从表中也可以看出，政府补贴强度的最大值为18.87，中位数为0.82，最小值为0.01，可以看出其最大值约为中位数的23倍，为最小值的1887倍，说明不同企业在不同年份的政府补贴强度差异巨大，这与企业自身规模及相应补贴政策有关。此外，不同样本间的资产负债率、资产净利率、人力资本、发展能力、企业年龄及企业规模等数据的差异也较为明显。资产负债率、资产净利率、企业年龄及企业规模的均值和中位数均相差不大，但是各自的最小值与最大值之间相差较大。人力资本的均值为21532.94，中位数为16345.11，呈偏态分布，而且最小值为27.52，最大值为130649.94，说明不同节能环保企业的人力资本差异巨大；发展能力的均值为21.08，中位数为12.00，差别不大，但其最小值为-63.05，最大值为605.25，说明不同节能环保企业的发展能力差别还是较大的。1.2.2相关性分析本文采用Pearson相关性分析法对基准回归模型中所涉及到的变量进行检验，检验结果如表1.2所示。由表可知，企业全要素生产率与政府补贴强度之间的系数为负，且二者在5%的水平上显著相关，说明本文假设H1：政府补贴对节能环保企业生产率的提高产生抑制作用的方向基本正确。表1.2各变量Pearson相关系数变量TFPGov-SDebtROAHumanGrowthAgeScaleTFP1-.278**.467**.097**.209**.136**.206**.703**Gov-S-.278**1-.100**.029.029-.058.054-.078*Debt.467**-.100**1-.289**.142**.024.054.407**ROA.097**.029-.289**1.033.205**.031.032Human.209**.029.142**.0331-.007.094*.161**Growth.136**-.058.024.205**-.0071-.011.007Age.206**.054.054.031.094*-.0111.236**Scale.703**-.078*.407**.032.161**.007.236**1注：***表示在1%水平上显著相关，**表示在5%水平上显著相关，*表示在10%水平上显著相关。此外，本文为了更加直观地理解节能环保企业生产率与政府补贴之间的关系，探寻政府补贴能对节能环保企业生产率产生何种影响，在进行相关性分析的基础上绘制了关于企业全要素生产率与政府补贴强度的包含拟合线的散点图，如图1.1所示，可以看出二者之间呈负相关性，说明政府补贴会抑制节能环保企业生产率的提高，也初步证实了假设H1的正确性，为后续进行的回归分析奠定基础。图1.1包含拟合线的企业TFP与政府补贴强度散点图1.2.3回归结果与分析针对假设H1，本文根据模型（3-4）对本文所涉及的全要素生产率（TFP）、政府补贴强度（Gov-S）、资产负债率（Debt）、资产净利率（ROA）、人力资本（Human）、发展能力（Growth）、企业年龄（Age）及企业规模（Scale）等变量进行线性回归分析，回归结果如表1.3所示。表1.3回归结果变量总体样本Gov-S-0.087***（-9.133）Debt0.013***（8.764）ROA0.026***（5.192）Human3.876E-6***（3.470）Growth0.002***（3.643）Age0.012**（2.591）Scale0.478***（20.759）Constant3.573***（22.152）Observations711R-squared0.618注：***表示在1%水平上显著相关，**表示在5%水平上显著相关，*表示在10%水平上显著相关，括号内数字为t值。由表1.3可知，政府补贴强度的回归系数为-0.087，为负值，而且该回归系数在1%的水平上显著相关，表明节能环保企业的全要素生产率与政府补贴强度之间呈显著的负相关关系，在一定条件下，政府补贴的增加会抑制节能环保企业生产率的提高，证明了H1：政府补贴对节能环保企业生产率的提高产生抑制作用，这一假设是正确的。1.2.4中介效应分析为了研究研发投入是否能够成为政府补贴对节能环保企业生产率产生影响的渠道，本文在原有的变量中加入了研发投入强度这一变量来反映研发投入并选取中介效应模型来进行实证研究，中介效应回归结果如表4.4所示。表4.4中介效应回归结果变量TFPR&DTFPGov-S-0.087***（-9.133）0.368***（9.379）-0.074***（-7.342）R&D-0.037***（-4.089）Debt0.013***（8.764）-0.043***（-6.920）0.012***（7.542）ROA0.026***（5.192）-0.121***（-5.953）0.021***（1.226）Human3.876E-6***（3.470）1.257E-5***（2.739）1.343E-6***（3.910）Growth0.002***（3.643）0.001（0.626）0.002***（3.779）Age0.012**（2.591）-0.070***（-3.607）0.010**（2.044）Scale0.478***（20.759）-0.045（-0.471）0.476***（20.914）Constant3.573***（22.152）6.388***（9.640）3.810***（22.447）Observations711711711R-squared0.6180.2190.627注：***表示在1%水平上显著相关，**表示在5%水平上显著相关，*表示在10%水平上显著相关，括号内数字为t值。表4.4中从左至右第一列中政府补贴强度前的系数在1%水平上显著为-0.087，说明政府补贴对节能环保企业生产率的提高具有抑制作用，与前文所做回归分析的结论相同。第二列中政府补贴强度前的系数在1%水平上显著为0.368，说明政府补贴对研发投入具有促进作用。第三列中研发投入强度前的系数在1%水平上显著为-0.037，说明研发投入对节能环保企业生产率的提高具有抑制作用，政府补贴强度前的系数在1%水平上显著为-0.074，而这也说明控制了研发投入强度这个变量后政府补贴强度对节能环保企业生产率的影响仅为-0.074，但是从第一列中政府补贴强度前的系数可知，由于研发投入强度这个变量的存在使得政府补贴对节能环保企业生产率产生的抑制作用增强了，变为了-0.087。所以可以说研发投入作为一个中介变量在政府补贴和节能环保企业生产率间起到了负向的传导促进作用，研发投入的中介作用显著，c'=-0.074在1%水平上显著，所以为部分中介效应，而且中介效应占总效应的比例ab/c=15.65%。这些初步证实了H2：存在着对企业生产率产生抑制作用的中介变量即研发投入，使得政府补贴通过促进研发投入而对1.3稳健性检验与中介效应检验1.3.1稳健性检验改变被解释变量的计算方法现有文献中针对企业全要素生产率的计算大多采用LP法，而且这种方法可以减少样本值缺失所造成的误差，所以本文首先采用了LP法计算节能环保企业的全要素生产率。出于稳健性的考虑，本文在该部分改变了被解释变量的计算方法，在回归的基础上用OP法代替LP法进行计算，将被解释变量替换为利用OP法计算而得的数据再进行回归分析，两种情况下的回归结果如表4.5所示。表4.5不同TFP计算方法下的回归结果变量LP法OP法Gov-S-0.087***（-9.133）-0.089***（-9.863）Debt0.013***（8.764）0.011***（7.671）ROA0.026***（5.192）0.029***（6.156）Human3.876E-6***（3.470）-6.081E-7（-0.579）Growth0.002***（3.643）0.002***（4.632）Age0.012**（2.591）0.010**（2.218）Scale0.478***（20.759）0.066***（3.064）Constant3.573***（22.152）2.424***（15.982）Observations711711R-squared0.6180.300注：***表示在1%水平上显著相关，**表示在5%水平上显著相关，*表示在10%水平上显著相关，括号内数字为t值。由表4.5中数据可知，用另一种方法即OP法计算全要素生产率后政府补贴强度前的回归系数为-0.089，仍然为负值，且该回归系数在1%的水平上显著相关，表明节能环保企业在另一种计算方法下的全要素生产率与政府补贴强度之间仍然呈显著的负相关关系，说明政府补贴的增加会抑制节能环保企业生产率的提高，证明了H1：政府补贴对节能环保企业生产率的提高产生抑制作用，这一假设是正确的。这与LP法计算下的回归即基准回归的结果一致，表明了基准回归结果的稳健性。将企业分为国有企业和非国有企业本文选取来自国泰安数据库（CSMAR）节能环保产业的145家沪深两市A股上市公司2015-2019年的财务数据，共711个样本作为研究对象。该部分将711个样本按照国有企业和非国有企业分为两组样本，国有样本共236个，非国有样本共475个，之后分别对两组样本进行了回归分析，分析结果如表4.6所示。表4.6分组回归结果变量总体样本国有样本非国有样本Gov-S-0.087***（-9.133）-0.088***（-5.297）-0.088***（-7.568）Debt0.013***（8.764）0.013***（3.994）0.012***（7.101）ROA0.026***（5.192）0.002（0.168）0.028***（5.563）Human3.876E-6***（3.470）6.648E-6***（3.842）1.990E-6***（1.113）Growth0.002***（3.643）0.002**（2.052）0.002***（3.047）Age0.012**（2.591）0.006（0.573）0.016**（2.999）Scale0.478***（20.759）0.394***（9.456）0.536***（18.125）Constant3.573***（22.152）1.376***（11.167）3.166***（15.850）Observations711236475R-squared0.6180.4710.649注：***表示在1%水平上显著相关，**表示在5%水平上显著相关，*表示在10%水平上显著相关，括号内数字为t值。由表4.6可知，将所选取的节能环保企业分为国有样本和非国有样本两组进行回归分析后，政府补贴强度的回归系数均为-0.088，为负值，且均在1%的水平上显著相关，与总体样本的回归结果即基准回归结