西南财经大学统计学院 黎春 赵亦心 衡玥晓

在全球气候变暖、环境问题日益凸显的大背景下， 推进绿色低碳技术的创新发展，企业加快绿色创新已经成为全球企业发展过程中的刚性需求。在绿色创新的界定方面，国内外学者对绿色创新的内涵界定未形成统一标准，但已普遍达成共识，即绿色创新是一种旨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在减少对环境影响的企业创新行为。现有文献对于企业绿色创新影响因素的研究主要集中于宏观政府层面，如环境规制、政府扶持，微观企业层面， 如企业内部控制，以及企业管理者层面，如管理者经历、管理者人口统计学特征、管理者非理性因素，沿袭和遵循由宏观到微观、由外到内、由理性到非理性的研究脉络。对企业绿色创新影响因素的考察，主要是外部政策制度因素的文献较多，而有关管理层层面的研究成果较少，且大部分文献是将视角聚焦于CEO 等的个人特征，将其作为管理层的代理变量，如绿色背景CEO、学术背景CEO，或是将整个管理层，如管理层绿色认知作为研究对象，来探究管理层对企业绿色创新的可能影响，并未关注高管团队结构上的差异对公司决策的影响。

因此，本文基于现有的研究，将从高管环保背景的角度出发，探究环保背景高管对企业绿色创新的影响，并基于高管权力这一重要视角，在已有文献的基础上，借鉴张栋等（2021）对研发背景高管权力的测度方法，对环保背景高管在管理层的相对权力进行测度， 以研究权力在高管环保背景与企业绿色创新的影响机制中的调节作用。同时基于环保背景高管类型、不同行业性质、不同产权性质对高管环保背景与企业绿色创新的关系进行了异质性分析。本文的可能创新点有：一是拓展了高管权力作用的研究范围，为公司治理研究提供了新策略和新视角。二是贴合实际测度高管相关权力。

二、理论分析与假设提出

绿色创新是以节约资源和减轻生态环境污染为侧重点的技术或非技术创新的总称。随着我国经济发展， 绿色创新已经不仅仅是企业发展的问题，更成为企业生存的关键议题。因此，企业开展相应的可持续绿色创新活动成为推动其绿色转型的重要路径。环保背景高管则是指企业管理层、董事会、监事会中拥有环保相关专业背景或环保相关经历的人员。高管作为企业决策的制定者，企业的有关行为在某种程度上是高管团队反应的结果。

现有文献已经实证研究了高管不同背景特征对企业经营决策的影响。研究发现，高管的贫困经历、海外经历、学术经历、发明家经历等均能够对企业的经营管理产生显著影响。基于上述研究，本文认为高管对于环境变化作出的反应同样受自身对环境问题认识的影响，同时，高管的环保背景会内化至企业的战略决策中，拥有环保背景的高管引导企业作出环保友好的决策。基于以上分析，本文提出以下假设：

H 1 ：高管环保背景会显著提升企业绿色创新水平。并且，为探究高管环保背景对企业绿色创新是否

有增量提质的作用，借鉴黎文婧和郑曼妮（2016）的做法，本文将企业绿色创新分为绿色实质性创新和绿色策略性创新，并提出以下假设：

H 1 a ：高管环保背景会显著提升企业绿色实质性创新；H 1 b ：高管环保背景会显著提升企业绿色策略性创新。

由于企业绿色创新活动具有高投入和高风险的特征，而投资决策是在面临一定资源约束条件下寻求最大收益的过程，因此管理层在面临绿色创新活动决策时，高管之间的意见分歧也更大，具有环保背景的高管如果在团队中排名靠后，权力较低，则影响其他高管甚至主导其他高管服从自己意志的能力也较差；同时，低权力导致的话语权不足可能会挫伤环保背景高管参与公司管理的积极性，在面对影响公司长期利益的绿色创新活动决策时建言献策不足，从而对企业绿色创新水平产生负面影响。因此，本文提出以下假设：H 2 ：环保背景高管权力与企业绿色创新水平正相关，环保背景高管权力越大，越能促进企业绿色创新水平。同样，为探究环保背景高管权力对企业不同类型绿色创新的创新性的影响，本文提出如下假设：

H 2 a ：环保背景高管权力与绿色创新数量水平正相关，环保背景高管权力越大，越能促进绿色创新数量水平；H 2 b：环保背景高管权力与绿色创新质量水平正相关，环保背景高管权力越大，越能促进绿色创新质量水平。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选用中国上市公司沪深A 股 2012 ~ 2022 年的面板数据作为样本，按照以下条件对数据进行预处理：剔除特别处理（ST）、退市预警（*ST）类型企业；剔除退市的企业；剔除银行、证券、保险类金融行业企业；剔除存在严重数据缺失的企业；剔除部分指标严重异常的企业；为防止异常值对实证研究造成影响，本文对样本数据进行了 1 % 的缩尾处理。通过筛选后，共 20，427 份数据。除手工提取的年报高管名单以外，绿色专利数据、企业财务数据和其余企业数据来源于CSMAR、CNRDS、WIND。

（二）变量设定

1 . 被解释变量

企业绿色创新（LnGI）。本文主要参考黎文婧和郑曼妮（2016）的研究，即采用企业当期绿色专利申请量来衡量企业绿色创新水平，即上市公司当年申请的绿色专利总数（包括绿色发明专利申请数量与绿色实用新型专利申请数量），此外，为进一步分析高管团队内环保背景高管是否能使绿色创新增量提质，绿色创新质量（LnGII）采用绿色发明专利申请数量来衡量，绿色创新数量（LnGUI）采用绿色实用新型专利申请数量来衡量。

高管环保背景（Green_dum）。使用企业是否聘任环保背景高管来表示。即若企业高管团队当年拥有一位及一位以上的环保背景高管，则记为 1，否则记为 0。关于环保背景高管的定义，本文借鉴王辉（2022）的做法，如果高管个人简历中包含“环境”“环保”“新能源”“清洁能源”“生态”“低碳”“可持续”“节能”“绿色”等关键词，认为该高管拥有环保背景。

环保高管权力（Power）。本文借鉴张栋（2021）、 Ke 等（2021）的做法，以年报所披露的高管名单顺序作为高管权力的测度变量。通过Python 爬取 2012 年~ 2022 年的PDF 格式的企业年报，均通过查阅企业官网和沪深交易所官网，补齐部分企业缺失的相关年报信息。

本文选取企业规模（Size）、企业年龄（LnAge）、企业盈利能力（Roa）、财务杠杆（Debt）、投资机会（TobinQ）、高 管团队规 模（TMnum）、股 权集中度（Fshare）、独立董事比例（Ddbl）等一系列控制变量加入模型中进行检验，相关变量详细定义详见附录表 1。对于缺失的控制变量数据，以线性插补法进行补充。

（三）模型设定

为了检验高管环保背景、权力大小对企业绿色创新的影响，选用双向固定模型，建立的计量模型如下所示，式（2）为高管环保背景对企业绿色创新的影响；式（3）为环保背景高管权力对企业绿色创新的影响。

四、实证结果及分析

（一）基准回归结果

1 . 高管环保背景与企业绿色创新

高管环保背景对企业绿色创新的基准回归结果如表 1 所示，其中，列（1）仅将核心解释变量环保背景高管哑变量纳入模型中，同时控制年份和行业固定效应模型，未设置其他控制变量，列（2）则在列（1）基础上加入控制变量。基准回归结果表明，加入不同的控制变量和固定效应，数字技术应用指标的系数始终在１％的水平上显著为正，表明数字技术应用能够显著提高企业的绿色创新质量。根据列（2）的估计结果，该变量的回归系数为 0 . 178，表明高管环保背景使得企业当期绿色专利申请上升了 17 . 8 %，本结论验证了假设H 1。

本文将企业绿色创新分为绿色发明创新和绿色实用新型创新两个维度，以深入探究环保背景高管对绿色创新中两个方面的影响差异。由列（3）和列（4）结果得出，企业聘任环保背景高管均在 1 % 水平上显著提升企业绿色创新的质量和数量，而对比这两类创新水平的影响系数发现，企业更加倾向于在实际应用和推广绿色技术方面取得显著成果，本结论验证了假设H1 a、H1 b。

2 . 高管环保背景、权力大小与企业绿色创新

环保背景高管权力大小调节作用的回归结果见表1。其中，列（5）仅将环保背景高管权力纳入模型中， 结果在 5 % 水平上显著；列（6）在控制行业和时点固定效应的基础上，将企业层面的控制变量纳入模型，系数为 1 . 183，在 1 % 的水平上显著。这说明在仅拥有环保背景高管的企业样本下，环保背景高管权力的上升对企业绿色创新有显著的正向影响。同样地，列（7）、列（8）是将企业绿色创新划分为了绿色创新质量水平与绿色创新数量水平，结果均在 1 % 水平上显著，系数分别为 0 . 685、1 . 099，说明环保背景高管权力越大， 对企业绿色创新的影响越显著，且有“增量提质”的作用，回归结果验证了假设H 2、H 2 a、H 2 b。

（二）稳健性检验

为进一步检验高管环保背景及权力大小对企业绿色创新之间关系的稳健性，本文从改变估计方法、滞后被解释变量、变更被解释变量三个角度进行稳健性检验。

1 . 改变估计方法

由于企业绿色创新的测度、企业绿色专利、绿色实用新型专利和绿色发明专利申请数量都是计数变量，呈现右偏态分布，这会导致 OLS 回归估计无法得到一致估计。因此，本文采用更适用于偏态因变量的Tobit 模型对高管环保背景与企业绿色创新的关系进行稳健性检验。

2 . 滞后解释变量

考虑到企业在进行绿色投入后要经过一段时间才能转换为绿色专利的产出，即企业环保背景高管作出的决策可能存在滞后影响，因此，本文进一步在回归模型中引入高管环保背景的滞后一期变量，以检验环保背景高管存在和环保背景高管权力对企业绿色创新水平的滞后影响。

3 . 变更被解释变量

为排除企业申请专利时存在的不可观测动机导致的混淆因素，本文将被解释变量替换为绿色专利申请数量与所有专利申请数量的占比（GIRatio）、绿色发明专利申请数量与所有发明专利申请数量的占比(GIIRatio)、绿色实用新型专利申请数量与所有实用新型专利申请数量的占比（GUIRatio）。

上述检验结果与基准回归结果基本保持一致，无论是环保背景高管的进入，还是环保背景高管权力的提升，均对企业绿色创新水平有正向影响，且有增量提质的作用，验证了前文实证的稳健性，实证结果见附录表 2。

（三）内生性检验

由于拥有环保背景高管的企业在样本中的占比相对较低，为了减轻实证中的内生性问题且避免样本选择偏差对研究结论的影响，本文采用了倾向得分匹配法（PSM）来缓解模型中存在的内生性问题。在对所有协变量进行了平衡性检验后，匹配后的所有协变量的标准化偏差（bias）均小于 10 %，并且在匹配后的t 检验结果均不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，说明所有协变量均通过了平衡性检验。

本文将企业是否雇佣环保背景高管为基准，分为处理组和控制组两类。随后，运用最邻近匹配法按照 1 : 1 的比例进行样本匹配。其中，ATE 表示考虑整个样本的结果；ATU 表示只考虑非环保背景高管企业的匹配结果；ATT 则为仅考虑环保背景高管企业的平均处理效应。ATT 系数为 0 . 418，且在 1 % 的水平上显著，说明环保背景高管促进企业绿色专利申请量平均增加约 0 . 5 倍。与基准回归结果结论基本一致，进一步验证了结论，即高管环保背景能够显著提高企业绿色创新水平。

本文在删除不存在环保背景高管的企业样本后， 将该部分样本中的环保高管权力均值作为基准，将样本分为高权力组（处理组）与低权力组（控制组），随后， 运用 1 对 1 匹配进行样本匹配。估计结果见表 3，与基准回归结果结论基本一致，进一步验证了结论，即环保背景高管权力与企业绿色创新水平的正相关关系仍然成立。可见，遗漏变量问题并不会影响研究结论。

五、异质性分析

（一）环保学术型背景高管与环保实践型背景高管

除上述分析外，本文试图探究不同类型的环保背景高管对企业绿色创新水平是否有不同的促进作用， 具体而言，将环保背景高管分为环保学术型背景和环保实践型背景高管，将环保学术经历定义为高管曾在高校任教、科研院所认职或协会从事环保相关研究的经历。高管环保专业背景由CSMAR 数据库中的“董监高个人特征文件”中获得，高管环保学术经历由手工搜集获得，实践型环保背景高管为仅从事过环保相关工作的高管，且不包括个人环保获奖经历（如：某市节能先进个人、某市低碳十大领军人物等）。

与前文所述一致，即考虑到企业不同类型环保背景高管作出的企业绿色创新决策可能存在滞后影响， 对企业是否聘任学术型环保高管、是否聘任实践型环保高管等一系列解释变量进行滞后一期处理。实证结果见表 4，结果表明，企业聘任环保学术型背景高管对企业绿色创新、企业绿色发明创新、企业绿色实用新型创新的回归结果，其回归系数分别为 0 . 328、0 . 260、0 . 263，且均在 1 % 的水平上显著为正。列（4）～列（6） 为聘任环保实践型背景高管对企业绿色创新、绿色发明创新、绿色实用新型创新的回归结果，回归系数分别为 0 . 109、0 . 070、0 . 097，且均在 1 % 的水平上显著为正。企业无论是聘任环保学术型背景高管还是环保实践型背景高管，均可以显著促进企业绿色创新水平， 并且企业聘任环保学术型背景高管对企业绿色创新水平的促进效应更明显。

（二）重污染行业与非重污染行业

高管环保背景对不同污染程度企业绿色创新水平的影响可能呈现差异。企业聘任环保背景高管反映了企业对可持续性活动的强烈关注和积极意愿，更可能将绿色创新作为一项战略选择，而不仅仅是应对外部规制的迫切需求。因此，环保背景高管在非重污染企业中更为直接地影响企业的绿色决策，并在可持续经营方面发挥更为重要的角色。

本文结合证监会颁布的《上市公司行业分类指引》（2012 年修订版），根据重污染行业定义，20，427 个企业样本中有 6154 个重污染行业企业，其中，重污染行业企业样本中企业拥有环保背景高管的样本有 2367个，占比约为 38 . 46 % ；非重污染行业中企业拥有环保背景高管的样本有 5429 个，占比约为 38 . 04 %。实证结果见表 5，结果表明，重污染行业企业雇佣环保背景高管对企业绿色创新水平、企业绿色发明创新水平、企业绿色实用新型创新水平的回归系数分别为 0. 111、0. 082、0. 073，且均在 1%的水平上显著；非重污染行业企业雇佣环保高管对企业绿色创新水平、企业绿色发明创新水平、企业绿色实用新型创新水平的回归系数分别为 0 . 211、0 . 142、0 . 182，且均在 1 % 的水平上显著为正。无论是在重污染企业还是在非重污染企业，企业聘任环保背景高管对其绿色创新水平均能产生显著影响，并且在非重污染行业企业中，影响系数均大于重污染行业企业。这表明，企业聘任环保背景高管对其绿色创新水平的促进作用在非重污染行业企业的效果更大。

（三）国有企业与非国有企业

表 6 呈现了不同产权性质企业中，企业聘任环保背景高管对企业绿色创新的影响。其中，列（1）、列（3）   表示国有企业聘任环保背景高管对企业绿色创新、企业绿色实用新型创新的影响，其回归系数分别为 0 . 139、0 . 127，且均在 1 % 的水平上显著；列（2）表示国有企业聘任环保背景高管对企业绿色发明创新的影响，其回归系数为 0 . 087，且在 5 % 的水平上显著。列（4）～列（6）表示非国有企业聘任环保背景高管对企业绿色创新、企业绿色发明创新、企业绿色实用新型创新的影响。企业聘任环保背景高管对企业绿色创新、企业绿色发明创新、企业绿色实用新型创新的回归系数分别为 0 . 184、0 . 126、0 . 151，且均在 1 % 的水平上显著。研究结果表明，无论是国有企业还是非国有企业，都能通过聘任环保背景高管来提高绿色创新水平， 并且企业聘任环保背景高管对企业绿色创新水平的促进效应在非国有企业中更明显。

六、结论与建议

（一）研究结论

本文得出的主要结论如下：第一，环保背景高管与企业绿色创新、企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新呈显著正相关关系。第二，环保背景高管权力在环保背景高管对绿色创新、实质性绿色创新和策略性绿色创新的影响中起调节作用。第三，从行业性质来看，无论是在重污染行业企业还是非重污染行业企业中，环保背景高管的存在能够对绿色创新、绿色实质性创新和绿色策略性创新产生积极影响，并且在非重污染行业企业中，其促进作用更为明显；从产权性质来看，非国有企业聘任环保背景高管相较于国有企业聘任环保背景高管对绿色创新、绿色实质性创新和绿色策略性创新的积极影响更为明显；从环保背景高管类型来说，学术型环保背景高管因其独有的专业知识和研究经历，相较于实践型环保背景高管而言，对绿色创新、绿色实质性创新和绿色策略性创新的促进作用更为明显。

（二）相关建议

从企业角度出发：第一，设立环保背景高管培训计划。企业可制定培训计划，针对现有高管和领导层， 提供有针对性的培训，加强对环保问题的认知和解决能力。第二，建立绿色创新激励机制。引入激励机制， 奖励在绿色创新方面表现优异的高管，以激发他们在环保领域的积极性和创造性。

从政府角度出发：第一，完善绿色创新税收政策。税收政策对积极参与绿色创新的企业和高管进行税收优惠，以鼓励更多企业高管投入到绿色创新领域。第二，建立环保背景高管数据库。政府可以支持建立环保背景高管的数据库，收集和整理相关信息，为企业招聘提供更多的参考依据。这有助于企业更有针对性地吸纳和培养具备环保专业背景的高管。第三，设立环保创新基金。专项基金用于支持企业在绿色创新方面的研发和实践。鼓励企业结合环保背景高管的专业知识，提出并实施具有前瞻性和创新性的环保项目。

（本文刊发于《中国科技投资》2024年第15期，略有删减）