绿色技术创新与企业成本粘性_许汉友.pdf

研究与探索2023 年第 16 期*本文系国家社会科学基金项目“财务共享实施与企业市场竞争力提升研究”（项目编号：19BGL058）；江苏高校“青蓝工程”项目；江苏省研究生科研创新计划项目（项目编号：SJCX22-0950）阶段性研究成果。绿色技术创新与企业成本粘性*许汉友1高一璇2（1.南京审计大学社会审计学院江苏南京211815；2.南京审计大学会计学院江苏南京211815）摘要：文章以 20132020 年沪深两市 A 股制造类上市公司为研究样本，探究绿色技术创新对企业成本粘性的影响效应及作用机制。结果表明：制造业企业普遍存在成本粘性现象且绿色技术创新会抑制企业的成本粘性。进一步分析发现，绿色技术创新主要通过调整成本路径、管理者乐观路径影响成本粘性，而未通过代理成本路径作用于成本粘性；区分绿色技术创新类型发现，激进式绿色创新对成本粘性的抑制作用更为显著。关键词：绿色技术创新 成本粘性 信号传递理论一、引言成本粘性作为成本管理中的一个特殊现象，一直被学者广泛关注。成本粘性理论认为成本与业务量呈现出非对称性的变化，具体表现为成本在业务量上涨时增加的幅度大于业务量下降时减少的幅度1。随着研究的深入，学者们将成本粘性的主要成因归纳为三点：调整成本观点、管理者乐观预期观点、代理冲突观点1-2。成本粘性是企业资源配置行为的结果，在一定程度上反映了企业资源配置效率。企业低效率的资源使用往往伴随着高成本粘性。随着我国经济的不断发展，缓解成本粘性对于提高企业资源利用效率，贯彻新发展理念，推动经济高质量发展有着重要意义。党的二十大报告中提出要“加快发展方式绿色转型”“加快节能降碳先进技术研发和推广应用”。作为推动企业绿色低碳转型的源动力，实施绿色技术创新已经成为企业的共识。绿色技术创新是基于可持续发展理念提出的技术创新行为，具有“双重外部性”的特征。一方面，当企业推广一项新的绿色技术创新应用时，部分创新知识变成了公共知识，随着公共知识推动新一轮的技术创新，模仿者可以通过抄袭的方式以低成本窃取研发者的劳动成果，获得成本优势。创新知识的正外部性和新技术的知识溢出效应导致了技术的研发者无法独享创新研发带来的利益，使得溢出的收益归公众而非企业，绿色技术创新企业承担了所有的研发创新成本，却没有收获所有的创新收益，影响企业的资源配置效率。另一方面，由于缺乏污染排放市场定价机制，企业的污染排放行为会给社会带来显著的负外部性，污染排放的环境外部性会导致管理层严重低估企业的减排成本，从而减少对绿色技术创新的研发投入，影响资源配置行为。由此可见，绿色技术创新会影响企业资源配置进而影响企业成本管理。因此，本文以成本粘性作为切入点，尝试提出以下问题：绿色技术创新是否可以抑制成本粘性？绿色技术创新通过何种路径抑制成本粘性？对上述问题进行研究，不仅有助于我们从成本性态的角度评价绿色技术创新的效果，还可以助推企业优化资源配置，促进绿色技术创新量质齐升，助力企业绿色低碳转型从而实现高质量发展。本文的研究意义主要表现在：（1）本文深入分析绿色技术创新对成本粘性的影响，拓宽了绿色技术创新对微观行为的研究领域，从成本性态角度丰富了绿色技术创新经济后果的研究。（2）本文探究了绿色技术创新对成本粘性的影响效果，还考察了这一效果的作用路径及不同绿色技术创新类型对于成本粘性的影响，拓展了成本粘性动因识别的研究。（3）双碳背景下，制造业企业面临产业线升级、工艺革新、资本市场超前预期等带来的额外成本，给企业成本管理带来了严峻的挑战。本文以制造业企业为研究对象，通过研究发现绿色技术创新可以显著抑制成本粘性行为，为企业如何发挥绿色技术创新和29DOI:10.16144/ki.issn1002-8072.2023.16.0062023 年第 16 期许汉友 高一璇：绿色技术创新与企业成本粘性成本粘性的积极效应、如何优化资源配置提供了经验借鉴。二、理论分析与研究假设当前，我国经济进入新常态，严峻的环境污染已然变成了阻碍中国经济高质量发展的因素之一。面对日益严峻的环境生态问题，绿色技术创新必将有效推动环境污染防治和企业绿色发展，然而实施绿色技术创新需要企业全方位的成本投入。此外，基于“波特假说”，政府严格的环境规制在一定程度上会倒逼企业进行绿色技术创新，在严格的环境规制下，企业更有动机进行绿色技术创新从而弥补环境合规成本。由此可见，实施绿色技术创新会给企业带来一系列的成本变化。而当成本在收入上涨时增加的幅度大于收入下降时减少的幅度时，就会产生成本粘性3。因此，成本粘性随着绿色技术创新的实施也会发生一系列的变化。绿色技术创新可能会通过以下途径影响成本粘性：（一）绿色技术创新会降低企业调整成本根据制度理论，企业进行绿色技术创新响应了国家绿色低碳转型制度，有助于企业规避环境监管成本，降低投资者的环境风险顾虑，从而赢得更多投资者的信任，缓解融资约束。近年来国家不断推进的环境保护政策使得绿色技术创新企业获得政府背书的容易度较高，投资估值高，投资者往往会受政策驱动的影响做出投资决定4，因此随着环境政策的不断出台，投资人更加青睐实施绿色技术创新的企业，有效缓解了企业的融资问题，且有研究发现绿色技术创新主要通过增加信贷融资来缓解融资约束，究因原因可能是 绿色信贷指引 等相关政策的落地简化了绿色创新企业的信贷融资审核流程，使绿色技术创新企业在信贷融资方面享有优越性。已有学者的研究表明，融资约束是成本粘性产生的一个重要外部因素2，且不同的融资结构对成本粘性的影响效果也不相同。前文指出绿色技术创新会缓解融资约束从而使企业获得更多的信贷融资，然而信贷融资属于外来资金，既要偿还本金，还要支付约定的利息，因此管理层会更加谨慎的做出外来资金管理决策，使企业面临较小的调整成本5。（二）绿色技术创新会降低管理者乐观预期根据成本效益理论，由于绿色技术创新要求企业购入设备、引进人才等，这些都耗费企业大量的资金投入，并且有学者表明环保支出、企业绿色技术创新行为实际上是企业的一项特殊投资，对环境绩效起到正向促进作用，但对间接影响的成本管理水平实际效果却不明显，甚至会有负向影响。此外，企业绿色技术创新会增加研发成本，研发失败风险较高，研发失败导致的成本会进一步恶化企业的资金使用情况，使绿色创新与成本效益呈现负相关关系6。上述情况都会导致企业决策者在进行成本决策的时候会更加谨慎，从而降低管理者乐观预期。此外，由于环境保护税等环境规制的存在，部分企业进行绿色技术创新是出于降低环境遵守成本的目的，而非自愿。只有当企业绿色技术创新所带来的投资收益弥补其税费支出和技术投入时，企业才会自发性实施绿色技术创新7。因此，当外部经济不景气时，环境规制的“倒逼效应”会促使企业进行绿色技术创新，然而企业投资绿色技术创新的收益可能无法弥补投入成本，因此管理者会提高对财务风险的敏感性，减少对市场的乐观判断，降低管理者乐观预期。（三）绿色技术创新会减少代理冲突根据声誉信号观理论，进行绿色技术创新会传递企业积极承担社会责任的信号。然而企业声誉扩大的同时，面临的社会监督也越来越大。随着近年来新型媒介广泛应用于资本市场，企业与投资者之间的信息交流突破了单项式的沟通模式，向互动式转变8。传统的信息传递模式具有单向性、滞后性的特点，加剧了投资者与企业之间的信息不对称性，而社交媒体的传播创造了双向披露渠道，改变了投资者处于信息弱势地位的情形。企业进行绿色技创新的同时由于受到公众和媒体的监督，会影响企业高管的行为决策。基于治理效应来看，媒体和公众的监督能够对高管产生威慑作用，给企业和高管带来压力，由于高管薪酬激励的存在，高管和企业的利益呈现趋同化，高管基于自身利益考量，会积极维护企业良好声誉，减少损害公司利益的代理行为，减少代理成本9。综上所述，绿色技术创新降低了企业成本粘性的三项成因调整成本、管理者乐观预期、代理成本，从而抑制成本粘性。因此，本文提出假设：假设：绿色技术创新抑制企业成本粘性三、研究设计（一）样本选择与数据来源2015年，我国施行修订后的 中华人民共和国环境保护法，该法律被称为“史上最严格的环境保护法”，严格的环境规制会倒逼企业进行绿色技术创新。为使研究更具科学性，本文将研究时点向前推两年，选取20132020年沪深A股上市制造类企业为初始研究对象，细分行业，剔除ST、PT等异常样本、关键数据缺失数据后获得观测值13214个。另外，本文还对所有连续变量在1%的30研究与探索2023 年第 16 期表1变量定义变量类型被解释变量解释变量控制变量变量符号LnCostLnRevDGTASizeLevIndepDualMshareTobinQ变量定义本年营业总成本与上年营业总成本的比值再取自然对数本年总收入与上年总收入的比值再取自然对数虚拟变量，若本年营业收入低于上年营业收入则取 1，反之取 0绿色发明授权量与绿色实用新型授权量之和再取自然对数企业总资产的自然对数总负债与总资产的比值企业年末独立董事人数与董事会总人数的比值虚拟变量，若董事长、总经理两职合一取 1，否则取 0企业年末管理层持股数与企业总股数的比值（流通股市值+非流通股股数 X 每股净资产+负债账面价值）/总资产水平下进行了winsorize缩尾处理，以降低极端值给结果带来的不利影响。相关数据主要来自 中国统计年鉴、国泰安数据库、国家知识产权专利数据库。（二）变量定义（1）被解释变量。营业成本变动（LnCost）：本年营业总成本与上年营业总成本之比的自然对数。（2）解释变量。营业收入变动（LnRev）：本年营业收入与上年营业收入之比的自然对数。当年收入是否下降（D）：本年营业收入高于上年取值为0,否则取值为1。绿色技术创新（GTA）：相较于研发投入、全要素生产率，专利数据能够精准识别绿色技术的优势，因此绿色专利更能反映企业的绿色技术创新能力。本文采用绿色专利授权数量而非绿色专利申请数量来衡量绿色技术创新是因为申请数量只是反映了企业对绿色技术的重视程度，并不代表企业实际技术有大幅提升。此外，专利授权存在滞后性，一项专利从申请到授权一般需要1-2年时间，因此专利授权情况更加能反映企业绿色技术创新程度10。综上，本文对国家知识产权专利数据库20132020年的专利信息进行了搜集与整理，借鉴宋德勇等11的做法，将整理后的样本企业专利信息与WIPO发布的绿色专利清单 比对，匹配和甄别绿色专利，最终得到样本企业的绿色专利授权量来体现绿色技术创新能力。（3）控制变量。借鉴现有研究1，本文选取了对成本粘性有影响的一系列指标作为控制变量，包括企业规模（Size），资产负债率（Lev），独立董事占比（Indep），两职合一（Dual），管理层持股比例（Mshare），企业社会财富创造力（TobinQ）。最后，本文还对年度固定效应（Year）、行业固定效应（Industry）进行了控制。主要变量的定义如表1所示。（三）模型构建为了保证研究结果的严谨性，本文首先借鉴Anderson et al.1构建模型1检验成本粘性的存在性。其次，借鉴现有研究3，在模型1中加入绿色技术创新（GTA），营业收入变动与收入下降虚拟变量的交乘项（DLnRevGTA）以及控制变量，进一步构建模型2验证本文假设。LnCostit=a0+a1*LnRevit+a2*LnRevit*Dit+it模型1LnCostit=a0+a1*LnRevit+a2*LnRevit*Dit+a3*LnRevit*Dit*GTAit+a4*GTAit+Convars+Ind+Year+it模型2当D取0时，营业收入每增加1%，营业成本增a1%；当D取1时，营业收入每减少1%，营业成本减少（a1+a2）%。而上涨时增加的幅度（a1）大于下降时减少的幅度（a1+a2）时存在成本粘性现象，即当a2系数显著为负时样本企业存在成本粘性现象。此外，根据本文假设，回归系数a3预期显著为正。四、实证分析（一）描述性统计从表2主要变量的描述性统计结果可知，营业成本变动（LnCost）的均值为0.106，中位数为0.090，说明样本企业中总体看来成本呈现增长的趋势，营业收入变动（LnRev）的均值为0.108，中位数为0.097，说明样本企业中营业收入也呈现增加趋势。营业成本变动和营业收入变动的均值和中位数非常接近，这表明企业的利润可能存在被费用成本大幅挤占的现象。与此同时，营业成本变动的最小值为-0.501,最大值为0.954。营业收入变动的最小值-0.589，最大值为1.028，说明在不同企业中营业成本和收入变动存在较大的差异，这也表明了本文对成本粘性进一步探究的重要性。绿色技术创新（GTA）的均值为0.926，说明企业平均约有1件绿色专利，表明整体层面上企业具有一定的绿色技术创新能力。（二）回归分析表3报告了模型1和模型2的回归结果，为了保证回归结果的准确性，本文在回归时逐渐加入了控制变量。第（1）列中DLnRev的系数在1%水平上显著为负。第（2）列是模型1加入控制变量的结果，回归结果依旧不变，表明样本企业普遍存在成本粘性现象。第（3）列中引入绿色技术创新与成本粘性的交乘项，由回归结果可知，D表2主要变量描述性统计变量LnCostLnRevDGTATobinQSizeLevIndepDualMshare观测数13214132141321413214132141321413214132141321413214均值0.1060.1080.2790.9262.09922.0840.3910.3760.3070.163标准差0.2250.2450.4481.1021.3141.1540.1880.0530.4610.208中位数0.0900.0970.0000.6931.71121.9280.3800.3330.0000.033最大值0.9541.0281.0004.4198.26425.6290.8630.5711.0000.683最小值-0.501-0.5890.0000.0000.00020.0730.0610.3330.0000.000312023 年第 16 期许汉友 高一璇：绿色技术创新与企业成本粘性表4稳健性及内生性检验LnRevDLnRevDLnRevGTAGTAImrConstantControlsIndustryYearNAdj.R2控制个体效应（1）0.883*（0.004）-0.099*（0.008）0.013*（0.005）0.000（0.001）-0.251*（0.051）YESYESYES132140.880变换解释模型（2）-0.022*（0.011）0.438（0.272）YESYESYES118000.009Heckman两段检验（3）0.909*（0.004）-0.164*（0.014）0.034*（0.007）0.001（0.001）-0.022（0.038）0.034（0.075）YESYESYES72230.914PSM 法检验（4）0.884*（0.005）-0.083*（0.010）0.012*（0.007）0.000（0.001）-0.015（0.026）YESYESYES68110.898LnRevGTA的系数在10%水平上显著为正。加入控制变量后，第（4）列结果报告表示DLnRevGTA的系数在5%水平上显著为正，表明绿色技术创新抑制了企业的成本粘性。（三）稳健性检验（1）控制个体效应。制造企业可能存在不随时间变化且难以量化的个体效应，为了控制这种影响，本文控制个体固定效应对样本结果进行重新回归，结果如表4第（1）列所示，DLnRevGTA的系数在5%的水平上依旧显著，结果没有发生实质性的变化，结论依旧稳健。（2）更换检验模型。参考梁上坤12的研究，本文更换检验模型，构建模型3进行检验：Sticky=a0+a1*GTAit+a2*Sizeit+a3*Levit+a4*Indeepit+a5*Dualit+a6*Mshareit+a7*TobinQit+Ind+Year+it模型3参考weiss13的研究，本文构建模型4对成本粘性（Sticky）进行度量：Sticky=Log（Cost/Sale）up-Log（Cost/Sale）down模型4其中Cost为营业成本，Sale表示营业收入。up表示一年中距离年末最近的一个营业收入增加的季度，down表示一年中距离年末最近的一个营业收入减少的季度。此外，本文对Sticky做了相反数处理，Sticky的值越大，代表成本粘性越高。回归结果如表4列（2）所示，GTA的系数为-0.022，在5%的水平上显著，说明绿色技术创新会使企业成本粘性显著降低，进一步验证了本文结论。（四）内生性检验（1）基于Heckman两阶段的检验。为了排除样本选择偏差的干扰，本文使用Heckman两阶段模型进行检验。第一阶段，构建模型5，被解释变量为IGTA，若企业存在绿色技术创新行为取1，不存在绿色技术创新行为取0，参照参考齐绍洲等10的研究，选取解释变量企业规模（Size），资产负债率（Lev），管理层持股比例（Mshare），企业社会财富创造力（TobinQ），企业年龄（FirmAge）。通过计算获得逆米尔斯比率（Imr）。第二阶段，将逆米尔斯比率纳入模型2重新回归，回归结果如表4列（3）所示，绿色技术创新与成本粘性的交乘项DLnRevGTA的系数为0.034，在1%的水平上显著，表明使用Heckman两阶段检验，研究结论也是稳健的。IGTAit=a0+a1*Sizeit+a2*Levit+a3*Mshareit+a4*TobinQit+a5*FirmAgeit+it模型5（2）基于PSM（倾向得分匹配）法的检验。为了最大程度缓解样本选择误差给实验结果带来的干扰，本文采用PSM方法进行检验。本文对绿色技术创新进行配对，将进行绿色技术创新的样本企业作为实验组，将未进行绿色技术创新的样本企业作为对照组，利用模型给绿色技术创新打分，选取企业年龄（FirmAge），资产负债率（Lev），管理层持股比例（Mshare），独立董事占比（Indep），两职合一（Dual）作为协变量，选取卡尺内K近邻匹配方法，根据这些变量的得分值对样本进行一对一匹配，获得观测值共6811个。将匹配成功的样本代入模型2进行回归，此时的DLnRevGTA系数在10%的水平上显著，由此可见在控制了可能存在的样本选择误差之后，本文的结论并没有发生改变。（五）进一步分析（1）绿色技术创新影响企业成本粘性的作用机制检验。为考察绿色技术创新能否通过降低调整成本降低成本粘性，本文使用企业资产专用性间接衡量调整成本。表3绿色技术创新与成本粘性的主回归分析LnRevDLnRevDLnRevGTAGTAConsControlsIndustryYearNAdj.R2（1）0.900*（0.003）-0.095*（0.006）0.016*（0.005）NOYESYES132140.906（2）0.899*（0.003）-0.097*（0.006）0.012（0.016）YESYESYES132140.907（4）0.899*（0.003）-0.104*（0.007）0.010*（0.005）0.000（0.001）0.009（0.018）YESYESYES132140.907（3）0.900*（0.003）-0.102*（0.007）0.009*（0.005）0.000（0.001）0.015*（0.005）NOYESYES132140.906注：*、*和*分别表示在 10%、5%和 1%的水平上显著，下同。32研究与探索2023 年第 16 期专用性高的资产用途单一，流动性和可转化能力弱，不易变现，调整成本高；相比之下，专用性低的资产用途广泛，变现能力强，通用性高，调整成本低。因此，参考王竹泉等14的做法，本文用固定资产净值、在建工程、无形资产与长期待摊费用之和占总资产的比例来衡量资产专用性，并以资产专用性中位数为标准将样本企业分为资产专用性弱、资产专用性强两组，检验调整成本路径。回归结果如表5的（1）列、（2）列所示，DLnRev的系数均在1%的水平上显著为负；资产专用性较强时DLnRevGTA的系数在5%的水平上显著，而资产专用性较弱时DLnRevGTA的系数不显著，上述结果表明在资产专用性较强的企业，绿色技术创新更加能够充分地通过降低调整成本发挥降低成本粘性的效果，支持了绿色技术创新通过调整成本路径降低成本粘性的观点。为考察绿色技术创新能否通过降低管理者乐观预期降低成本粘性，本文使用环境不确定性间接衡量管理者乐观预期。随着环境不确定性的程度提高，企业面临着更高的信息不对称性和信息失真的可能性，管理者获得经营信息的难度增加，容易产生乐观预期。因此，参考申慧慧和吴联生15的做法，本文使用企业过去五年非正常销售收入（研究时间跨度内的销售收入与年度变量回归后的残差）的标准差与销售收入的均值之比来衡量环境不确定程度，并以环境不确定专用性中位数为标准将样本企业分为环境不确定性低、环境不确定性高两组，检验管理者乐观预期路径。回归结果如表5的（1）列、（2）列所示，DLnRev的系数均在1%的水平上显著为负；环境不确定性高时DLnRevGTA的系数在5%的水平上显著，而环境不确定性低时DLnRevGTA的系数不显著。上述结果表明在环境不确定性高的企业，绿色技术创新更加能够充分地通过降低管理者乐观预期发挥降低成本粘性的效果，支持了绿色技术创新通过管理者乐观预期路径降低成本粘性的观点。为考察绿色技术创新能否通过降低代理冲突降低成本粘性，本文使用管理费用率和其他应收款率分别衡量管理者-股东、大股东-中小股东之间的代理冲突。管理费用率越高，股东与经理人之间的代理冲突越强；其他应收款率越高，说明大股东通过掠夺上市公司资金从而侵占小股东利益的程度越高，大股东与小股东之间的代理冲突越高。因此，借鉴Ang&Lin16的做法，用管理费用与销售收入之比计算管理费用率；借鉴高志等17的做法，用其他应收款净额与总资产之比计算其他应收款率。此外，以管理费用率和其他应收款率的中位数为标准将样本企业分为管理费用率低、管理费用率高、其他应收款率低、其他应收款率高四组，检验代理冲突路径。回归结果如表6列（1）-（4）所示，DLnRev的系数均在1%的水平上显著为负；管理费用率低时DLnRevGTA的系数在5%的水平上显著，而管理费用率高时DLnRevGTA的系数不显著；其他应收款率低时DLnRevGTA的系数在1%的水平上显著，其他应收款率高时DLnRevGTA的系数不显著。上述结果表明在代理冲突较低的企业，绿色技术创新充分发挥了降低成本粘性的功效，而在代理冲突高的企业并没有这种效果的发生，从而排除了绿色技术创新通过代理冲突路径降低成本粘性的观点。（2）绿色技术创新类型与成本粘性。本文对绿色技术创新类型进行区分，参照Liao et al.18的研究，将绿色技术创新分为激进式绿色创新和渐进式绿色创新，使用绿色发明型专利和绿色实用性专利分别衡量激进式绿色创新和渐进式绿色创新，进一步考察不同程度的绿色技术创新对成本粘性的影响。选取专利中绿色发明授权量（GIA）和绿色实用新型授权量（GUA）进行研究。表6的列（5）、列（6）分别对这两种不同类型的绿色技术创新与成本粘性的关系进行了检验。列（5）绿色发明授权量与成本粘性的交乘项（DLnRevGTA）的系数为正且在1%的水平上显著，而列（6）绿色实用新型授权量与成本粘性的交乘项（DLnRevGUA）的系数为正但是不显著。表的回归结果表明企业绿色技术创新类型不同，对成本粘性的影响程度也不同。相较于渐进式绿色创新，激进式绿色创新对企业成本粘性的抑制作用更明显。这有可能是因为渐进式绿色创新是一种开发式的、小幅度的创新行为，只需要具备“实质性特点和进步”，其创造性水平表5调整成本路径和管理者乐观预期检验LnRevDLnRevDLnRevGTAGTAConstantControlsIndustryYearNAdj.R2资产专用性弱（1）0.913*（0.004）-0.117*（0.010）0.007（0.006）0.001（0.001）0.050*（0.025）YESYESYES65400.924资产专用性强（2）0.874*（0.005）-0.086*（0.010）0.016*（0.007）-0.001（0.001）-0.013（0.026）YESYESYES66630.884环境不确定程度高（4）0.891*（0.005）-0.099*（0.010）0.016*（0.007）0.001（0.001）-0.066*（0.035）YESYESYES48830.923环境不确定程度低（3）0.930*（0.009）-0.127*（0.021）0.012（0.011）-0.001（0.001）-0.047*（0.020）YESYESYES50700.838332023 年第 16 期许汉友 高一璇：绿色技术创新与企业成本粘性要求比激进式绿色创新低很多，且成本低，授权快，不经实审，授权率高，一旦成型没法修改，调整成本较高。而激进式绿色创新需要具备“突出的实质性特点和显著的进步”，保护力度更大，而且已经经过实质审查，在后期专利维权上占很大优势，调整成本低。因此，激进式绿色创新对企业成本粘性的抑制作用更强，这也进一步验证了绿色技术创新通过降低调整成本降低成本粘性的观点。五、研究结论“双碳”背景下，环境质量提升的重要性不言而喻，绿色发展离不开技术创新。党的二十大提出“要推进美丽中国建设”，实现美丽中国的目标离不开绿色技术创新的支持。本文从成本粘性的独特视角出发，关注了绿色技术创新对成本粘性的影响。本文以沪深A股上市公司为研究对象，探究了绿色技术创新对成本粘性的影响及作用渠道。结果发现，绿色技术创新对企业成本粘性具有抑制作用。机制分析发现，绿色技术创新主要通过降低企业调整成本、降低管理者乐观预期抑制成本粘性。但文章并未发现通过代理成本路径来降低成本粘性的证据。进一步区分绿色技术创新类型发现，激进式绿色创新对成本粘性的抑制作用更为显著。参考文献：1 Anderson M C,Banker R D,Janakiraman S N.AreSelling,General,and Administrative Costs“Sticky”?J.Journal of Accounting Research,2003.2 梁上坤.管理者过度自信、债务约束与成本粘性J.南开管理评论,2015,18（3）:122-131.3 孙铮，刘浩.中国上市公司费用“粘性”行为研究J.经济研究，2004（12）：26-34+84.4 王嘉鑫等.利率管制松绑、企业会计信息披露质量与融资约束 J.经济管理，2020，42（4）：139-157.5 陈宇峰，马延柏.融资渠道、产品市场竞争与成本粘性 J.经济与管理研究,2021,42（7）:126-144.6 Re nnings K.Towards a Theory and Policy ofEco-Innovation-Neoclassicaland（Co-）EvolutionaryPerspectives J.Zew Discussion Papers,1998.7 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Innovation?The MediatingRole of Environmental Law Enforcement J.SustainableDevelopment,2020.（编辑 彭文喜）表6代理冲突路径检验和绿色技术创新类型检验LnRevDLnRevDLnRevGTAGTADLnRevGTADLnRevGUAConstantControlsIndustryYearNAdj.R2管理费用率小（1）0.934*（0.004）-0.074*（0.010）0.013*（0.006）-0.000（0.001）0.005（0.018）YESYESYES66070.942管理费用率大（2）0.860*（0.005）-0.085*（0.010）0.005（0.007）0.001（0.001）-0.004（0.032）YESYESYES66070.879其他应收款率小（3）0.896*（0.005）-0.114*（0.010）0.022*（0.008）0.000（0.001）0.014（0.025）YESYESYES66070.907激进式绿色技术创新（5）0.899*（0.003）-0.108*（0.007）0.035*（0.007）-0.002（0.017）YESYESYES132140.907渐进式绿色技术创新（6）0.899*（0.003）-0.100*（0.007）0.006（0.005）0.017（0.017）YESYESYES132140.907其他应收款率大（4）0.900*（0.005）-0.098*（0.010）0.003（0.006）0.000（0.001）0.015（0.025）YESYESYES66070.90634