CEO開放性特征與重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新

許松濤，魏宇瓊，董夢園，陳 霞

（1.九江學(xué)院 管理學(xué)院，江西 九江 332005；2.東華理工大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，江西 南昌 330000）

一、引 言

綠色創(chuàng)新，是以減少環(huán)境污染為目的的工藝、產(chǎn)品或系統(tǒng)的創(chuàng)新（OECD，2010）［1］。綠色創(chuàng)新正成為重污染行業(yè)企業(yè)面對日益嚴格的環(huán)境規(guī)制所需做出的戰(zhàn)略選擇。但與獲得利潤、取得競爭優(yōu)勢為主要目標的常規(guī)創(chuàng)新不同，綠色創(chuàng)新的首要目標為減少環(huán)境污染，其不僅存在著常規(guī)創(chuàng)新所具有的高投資成本與高風(fēng)險特征（Ahuja等，2008）［2］，還具有知識溢出和環(huán)境治理的雙重正外部性，即綠色創(chuàng)新技術(shù)在生產(chǎn)或產(chǎn)品中的應(yīng)用，并不一定能從受益客戶或社會中獲得相應(yīng)對價補償（Jaffe等，2005）［3］，因此，重污染行業(yè)綠色創(chuàng)新效率普遍偏低，整個行業(yè)處于有效創(chuàng)新但不綠色階段（Fang 等，2020）［4］。且從長期視角看，重污染行業(yè)企業(yè)因污染問題受到政府和社會的合法性質(zhì)疑，綠色創(chuàng)新的實施將有助于提高企業(yè)合法性地位，進而獲得可持續(xù)競爭優(yōu)勢（Hart，1995）［5］和長期經(jīng)濟效益（Horbach，2008）［6］。鑒于企業(yè)綠色創(chuàng)新所面臨的制度環(huán)境、市場環(huán)境以及經(jīng)濟社會后果等顯著不同于常規(guī)創(chuàng)新，使得對企業(yè)綠色創(chuàng)新驅(qū)動因素的研究有著重要現(xiàn)實意義。

高階梯隊理論認為，高層管理者的認知能力、感知能力和價值觀等心理結(jié)構(gòu)影響企業(yè)戰(zhàn)略行為（Hambrick和Mason，1984）［7］。已有研究發(fā)現(xiàn)，高管任期、教育、性別（田丹和于奇，2017）［8］、環(huán)保責任認知（曹洪軍和陳澤文，2017）［9］、CEO自負（Arena等，2018）［10］等影響到企業(yè)綠色創(chuàng)新。但上述研究忽視了從涵蓋心理學(xué)人格描述的大五人格特征視角考察其對綠色創(chuàng)新的影響，而CEO 人格特征對企業(yè)行為和戰(zhàn)略有著顯著影響（Gow等，2016）［11］。

作為大五人格特征之一的開放性人格特征（簡稱開放性特征），是構(gòu)成個體創(chuàng)新的人格基礎(chǔ)（Feist，1998）［12］，劉良燦等（2018）［13］發(fā)現(xiàn)，CEO 開放性人格特征對企業(yè)常規(guī)創(chuàng)新有著推動作用。對于受到嚴格環(huán)境規(guī)制影響的重污染行業(yè)企業(yè)而言，實施具有雙重外部性的綠色創(chuàng)新，將面臨著更大的風(fēng)險與挑戰(zhàn)，但同時在合法性、可持續(xù)競爭力方面具有更高的戰(zhàn)略價值，使企業(yè)難以確立清晰的創(chuàng)新路徑（Lampikoski 等，2014）［14］。在此背景下，CEO開放性特征對重污染行業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新會產(chǎn)生何種影響以及其作用機理如何值得探尋。

考慮重污染行業(yè)與其他行業(yè)在實施綠色創(chuàng)新時所處的制度環(huán)境存在顯著差異，本文以我國重污染行業(yè)中的A股上市企業(yè)為樣本，研究CEO開放性特征對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，并探討在不同地區(qū)環(huán)境（環(huán)境規(guī)制、政府研發(fā)補助、地區(qū)教育水平）下CEO開放性特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的差異。本文還考察了風(fēng)險承擔、機構(gòu)投資者支持和綠色發(fā)展戰(zhàn)略構(gòu)建等在CEO 開放性特征影響企業(yè)綠色創(chuàng)新中的中介效應(yīng)。為了研究結(jié)論的可靠性，本文還采用安慰劑法、PSM-DID配對法、工具變量法、替代解釋變量和變更模型等多種方法進行檢驗。

本文可能的貢獻在于：①拓寬了CEO開放性特征對企業(yè)影響的研究領(lǐng)域。已有的研究主要集中在企業(yè)戰(zhàn)略慣性（Datta等，2003）［15］、戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變（Herrmann 和 Nadkarni，2014）［16］、企 業(yè) 績 效（Araujo-Cabrera等，2016）［17］和常規(guī)創(chuàng)新（劉良燦等，2018）［13］等方面，尚未探討CEO 開放性特征對綠色創(chuàng)新的影響。本文考察受環(huán)境規(guī)制企業(yè)CEO 開放性特征對綠色創(chuàng)新的影響，探尋其作用機理，拓寬了開放性CEO 在綠色創(chuàng)新領(lǐng)域的研究。②完善了企業(yè)綠色創(chuàng)新在制度、組織和高管特質(zhì)層面驅(qū)動因素分析框架。現(xiàn)有文獻側(cè)重于考察各個獨立層面因素對綠色創(chuàng)新的影響，較少同時涉及三個層面的因素。本文以重污染行業(yè)企業(yè)為樣本，首先從CEO 開放性這一高管特質(zhì)層面研究對綠色創(chuàng)新的影響，并從地區(qū)環(huán)境層面探討CEO 開放性人格特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，進一步從組織治理和戰(zhàn)略方面分析了CEO 開放性影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機理，形成了CEO 開放性人格特征對綠色創(chuàng)新在制度、組織和高管特質(zhì)等層面的綜合研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）開放性CEO與企業(yè)綠色創(chuàng)新

高階梯隊理論認為，高層管理者的認知能力、感知能力和價值觀等心理結(jié)構(gòu)影響企業(yè)戰(zhàn)略行為（Hambrick 和Mason，1984）［7］。作為企業(yè)經(jīng)營管理的領(lǐng)導(dǎo)核心，CEO是高管團隊領(lǐng)導(dǎo)力和號召力形成的關(guān)鍵，其心理特征會對企業(yè)戰(zhàn)略決策行為產(chǎn)生影響（Peterson等，2003）［18］。在嚴格環(huán)境規(guī)制背景下，重污染行業(yè)企業(yè)CEO 開放性特征，將對企業(yè)綠色創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響，原因如下：

第一，開放性CEO 具有綠色創(chuàng)新偏好。受環(huán)境規(guī)制和社會規(guī)范的壓力，重污染行業(yè)企業(yè)可選擇環(huán)保設(shè)備投資（Maxwell和Decker，2006）［19］、綠色創(chuàng)新（Berrone等，2013）［20］、多元化投資（Diestre 和Rajagopalan，2011）［21］和退出（宋林等，2021）［22］等多種策略，以應(yīng)對外界對企業(yè)合法性地位的質(zhì)疑。相對于環(huán)保設(shè)備投資、多元化投資和退出，綠色創(chuàng)新盡管能為企業(yè)帶來市場競爭力（Porter和Van，1995）［23］和長期經(jīng)濟效益（Horbach，2008）［6］，但考慮環(huán)境規(guī)制、技術(shù)和市場等多重風(fēng)險因素，仍有著較高的風(fēng)險和挑戰(zhàn)性（Ahuja 等，2008）［2］。而開放性 CEO 喜歡尋求興奮與冒險，樂于嘗試新事物和具有創(chuàng)造性思考，善于提出創(chuàng)造性的解決方案（Costa和Mccrae，1988）［24］，且對風(fēng)險也有較大的容忍度（Benischke等，2019）［25］。因此，重污染行業(yè)企業(yè)的開放性CEO更有可能選擇具有風(fēng)險與挑戰(zhàn)性的綠色創(chuàng)新。

第二，開放性CEO 會積極影響企業(yè)的綠色戰(zhàn)略變革。組織戰(zhàn)略變革是企業(yè)為適應(yīng)外部環(huán)境變化、重新配置資源和保持長期競爭優(yōu)勢而采用的重要方法（Naranjo等，2008）［26］，而組織慣性是制約綠色創(chuàng)新的重要因素（于飛等，2019）［27］。作為連接董事會和高管團隊的CEO，在企業(yè)戰(zhàn)略制定和實施方面起到重要作用。開放性CEO 往往會根據(jù)企業(yè)所處的內(nèi)外部環(huán)境變化，打破以往的組織慣性而不受組織現(xiàn)狀的約束，積極尋求新的制度體系和戰(zhàn)略方向，不斷追求組織創(chuàng)新和戰(zhàn)略變革（Datta 等，2003）［15］，以構(gòu)建適應(yīng)環(huán)境的動態(tài)資源配置戰(zhàn)略（連燕玲和賀小剛，2015）［28］。就重污染行業(yè)而言，受環(huán)境規(guī)制的影響，整個行業(yè)的傳統(tǒng)投資機會更少，因而具有創(chuàng)造性解決問題能力的開放性CEO 在企業(yè)內(nèi)將會擁有更大的影響力（Nohria 和Khurana，2010）［29］，更容易影響企業(yè)戰(zhàn)略決策。此外，開放性CEO能積極吸納整合管理團隊的觀點，營造合作氛圍的高管團隊（Araujo-Cabrera等，2017）［30］，進而在綠色戰(zhàn)略的構(gòu)建和推進過程中得到團隊的支持。因此，開放性CEO 的風(fēng)險與創(chuàng)新偏好帶來的綠色創(chuàng)新行為，能為企業(yè)提高合法性地位、增強市場競爭力和提高長期經(jīng)濟效益，進而推動企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的構(gòu)建與實施。

第三，開放性CEO有助于營造組織的綠色創(chuàng)新文化。綠色創(chuàng)新需開發(fā)或改進技術(shù)、流程、組織結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品，以減少污染排放和能源消耗。就綠色產(chǎn)品創(chuàng)新而言，要考慮污染問題的全生命周期控制，注重源頭設(shè)計與治理，需整合市場、研發(fā)和生產(chǎn)等部門力量協(xié)同創(chuàng)新；就綠色生產(chǎn)創(chuàng)新而言，需要對生產(chǎn)運營和管理流程進行系統(tǒng)性改進及廣大員工主動參與和持續(xù)改進（Hart，1995）［5］。開放性CEO 善于通過自身領(lǐng)導(dǎo)力、組織學(xué)習(xí)、激勵創(chuàng)新等方式激發(fā)員工的創(chuàng)造思維和靈感（Judge等，2002）［31］，有利于高管團隊和全體員工形成知識靈活性和冒險精神（Peterson等，2003）［18］，促進企業(yè)整體創(chuàng)造性文化氛圍的創(chuàng)造。因此，重污染行業(yè)企業(yè)的開放性CEO，將有助于營造組織的綠色創(chuàng)新文化。

第四，開放性CEO 有利于綠色創(chuàng)新所需資源的獲取。相較于常規(guī)創(chuàng)新而言，由于綠色創(chuàng)新具有外部溢出性和高風(fēng)險性，企業(yè)在開展綠色創(chuàng)新時更需要外部利益相關(guān)者的支持（Xia等，2016）［32］，開放性人格的個體具有較高的文化智商（Depaula 等，2016）［33］，對管理者而言，文化智商是處理文化差異、協(xié)調(diào)跨文化團隊、進行跨文化溝通、緩解跨文化沖突的能力（Earley 和 Mosakowski，2004）［34］。因此開放性CEO 的高文化智商，能有效地構(gòu)建與利益相關(guān)者之間的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。此外，開放性CEO 自身還具備更多獨特和不可復(fù)制的連帶資源（Carpenter和Westphal，2001）［35］。開放性 CEO 的上述外部網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和連帶資源能為企業(yè)的綠色創(chuàng)新提供資源支撐。因此，本研究提出假設(shè)1。

H1：開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新有顯著推進作用。

（二）地區(qū)環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

相對而言，作為主動型戰(zhàn)略的企業(yè)綠色創(chuàng)新，能全部或部分彌補環(huán)保治理帶來的成本，提高其市場競爭力（Porter 和Van Der Linde，1995）［23］和長期經(jīng)濟效益（Horbach，2008）［6］，但對短期經(jīng)濟效益的影響存在爭議（Aguilera-Caracuel 和Ortiz-De-Mandojana，2013）［36］。相對于環(huán)境規(guī)制較弱的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制較強的地區(qū)，企業(yè)面臨的環(huán)保壓力和沖擊更大，由此產(chǎn)生新的競爭模式帶來的發(fā)展機會亦越大（Post和Altma，1994）［37］。在此背景下，開放性CEO 的創(chuàng)造性和風(fēng)險承擔特征，使其更能充分認知和利用環(huán)境規(guī)制帶來的沖擊和機會（Sharma，2000）［38］，促使企業(yè)更有可能選擇具有長期戰(zhàn)略價值的綠色創(chuàng)新，并根據(jù)外部環(huán)境靈活地調(diào)整組織戰(zhàn)略。為此，本研究提出假設(shè)2。

H2：開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在環(huán)境規(guī)制較強的地區(qū)尤為顯著。

（三）地區(qū)政府研發(fā)補助的調(diào)節(jié)作用

由于綠色創(chuàng)新的雙重外部性，需要在風(fēng)險、資金和導(dǎo)向等方面得到政策支撐。政府研發(fā)補助在一定程度上分擔了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的風(fēng)險（Acemoglu等，2012）［39］，提升企業(yè)嘗試新機會的可能性（Nohria和Gulati，1996）［40］，使其在發(fā)現(xiàn)新機會、開發(fā)新項目時有更多的選擇余地（Geiger和Cashen，2002）［41］。此外，政府對企業(yè)的研發(fā)補助，傳遞出支持、鼓勵特定領(lǐng)域發(fā)展的信息，具有信號傳遞效應(yīng)（Kleer，2010）［42］。政府研發(fā)補助強度較高的地區(qū)，為開放性CEO 提供了更多的創(chuàng)新機會，更能激發(fā)其創(chuàng)造性行為，減少風(fēng)險承擔和資金約束，進而推動企業(yè)的綠色創(chuàng)新。為此，本研究提出假設(shè)3。

H3：開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在政府研發(fā)補助較強的地區(qū)尤為顯著。

（四）地區(qū)高等教育水平的調(diào)節(jié)作用

研發(fā)活動、技術(shù)創(chuàng)新成果的應(yīng)用以及產(chǎn)業(yè)化全過程均離不開高層次人力資本的支撐（Ernst 等，2000）［43］。地區(qū)優(yōu)質(zhì)高等教育資源通過人才培養(yǎng)、知識產(chǎn)出、實際創(chuàng)新活動的參與等方面，推動了所在區(qū)域的創(chuàng)新水平，且這種效應(yīng)遠高于因人力和技術(shù)資本的跨區(qū)流動所產(chǎn)生的空間外部性效應(yīng)（Fritsch 和 Aamoucke，2013）［44］。相對于高等教育水平較低的地區(qū)，在高等教育水平較高地區(qū)的高水平人力資本積累與集聚程度亦高。因此開放性CEO 所營造的創(chuàng)新性文化，使位于高等教育水平較高地區(qū)的企業(yè)更容易吸引并選擇具有創(chuàng)新特質(zhì)的高水平人才（Schneider，1987）［45］。此外，開放性CEO 的高文化智商更宜于構(gòu)建與當?shù)馗咚礁咝５暮献麝P(guān)系，推動企業(yè)與高校技術(shù)要素的有效對接合作。為此，本研究提出假設(shè)4。

H4：開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在高等教育水平較高的地區(qū)尤為顯著。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選擇重污染行業(yè)A 股上市企業(yè)作為研究樣本。重污染行業(yè)認定依據(jù)為原環(huán)境保護部2008年印發(fā)的《上市企業(yè)環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》以及《上市企業(yè)環(huán)境信息披露指南》，包含火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16 類行業(yè)。考慮到中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）的最新專利數(shù)據(jù)僅截止到2019 年，而企業(yè)從綠色創(chuàng)新到專利申請具有時間滯后性，故本文以與國際會計準則趨同開始的2007—2018 年重污染行業(yè)A 股上市企業(yè)為研究對象，并按如下原則對原始樣本進行篩選：①剔除ST、PT 企業(yè)的樣本；②剔除數(shù)據(jù)存在缺失的企業(yè)樣本。由此，最終得到7 712 個企業(yè)—年樣本觀測值。

本文數(shù)據(jù)來源如下：①綠色專利數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）；②地區(qū)環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；③政府研發(fā)補助來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》；④地區(qū)教育水平數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)“雙一流”大學(xué)數(shù)量及各地區(qū)普查人口數(shù)、《中國統(tǒng)計年鑒》；⑤其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為避免異常值影響，對連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理。

（二）主要研究變量及定義

1.綠色創(chuàng)新

借鑒李青原和肖澤華（2020）［46］的處理，以中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）上的上市企業(yè)發(fā)明和實用新型專利申請信息，根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）推出的國際專利分類綠色清單，結(jié)合申報專利的IPC 號配對識別出綠色專利。將每家企業(yè)每年申請的綠色發(fā)明專利數(shù)量加1后取自然對數(shù)，作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的代理變量。在穩(wěn)健性研究中，本文還將申請的綠色實用新型專利、綠色發(fā)明專利與綠色實用新型專利之和加1的自然對數(shù)，作為替代變量進行檢驗。

2.CEO開放性

借鑒Datta等（2003）［15］、連燕玲和賀小剛（2015）［28］的方法，以CEO年齡、教育水平、任職期限這三個能公開獲取的人口特征指標，度量CEO 開放性人格特征。具體計算過程如下：①對CEO 年齡和任期進行轉(zhuǎn)換，由于CEO 的年齡和任職期限均與CEO的開放性程度負相關(guān)，將上述兩個指標的數(shù)值乘以-1；②將以上三個指標分別進行標準化；③將標準化處理的三個指標數(shù)據(jù)進行求和，最終得出衡量CEO 開放性程度（CEO openness）的數(shù)值，數(shù)值越高，表示開放性人格特征越高。

3.控制變量

借鑒劉良燦等（2018）［13］、李青原和肖澤華（2020）［46］、Ren 等（2021）［47］等的研究，本文還控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、市場價值（Tobinq）、獨立董事占比（Indep）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、上市年限（Age）等變量。考慮行業(yè)的差異性，本文還引入行業(yè)（Industry）虛擬變量，由于原環(huán)境保護部16 個重污染行業(yè)劃分過細，會造成部分行業(yè)樣本量過少和多重共線性問題，本文將重污染行業(yè)根據(jù)相近行業(yè)屬性，劃分為了農(nóng)副食品加工、制藥業(yè)、火電、石化塑膠業(yè)、紡織皮革、造紙業(yè)、酒飲料與茶、采掘業(yè)、金屬冶煉和壓延加工和非金屬礦物制品業(yè)十個大類，并設(shè)置相應(yīng)虛擬變量。同時，本文還引入跨度為2007—2018年的年份（Year）虛擬變量，以控制時間對綠色創(chuàng)新可能造成的影響。

4.調(diào)節(jié)變量

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，參考何愛平和安夢天（2019）［48］的方法，以各省環(huán)境污染治理投資占各省GDP的比重作為地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度（Er）的變量，該指標反映各地區(qū)在污染治理上付出的努力，其值越大，表明地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度越強,數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；地方政府研發(fā)補助強度（Gsubsidy）變量，借鑒李世奇和朱平芳（2019）［49］的方法，采用各省當年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出中政府資金的比重來表示，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》；地區(qū)高等教育水平變量，以各省“雙一流”高校數(shù)量除以各省人口數(shù)（百萬人）的相對值代表地區(qū)高等教育水平（Edu），其中各省份年末人口數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。主要變量定義見表1所列。

表1 主要變量定義

（三）模型設(shè)定

本文的基本假設(shè)檢驗回歸模型設(shè)定如模型（1）。

其中：Greenpii，t+n為被解釋變量，表示企業(yè)i在第t+n年的綠色創(chuàng)新，考慮企業(yè)從綠色創(chuàng)新到綠色專利申請具有時間滯后性，n取值分別為1、2 和3，即分別使用提前一期（t+1）的Greenpi_a1、提前二期（t+2）的Greenpi_a2 和提前三期（t+3）的Greenpi_a3表示企業(yè)綠色創(chuàng)新；CEOopenness 為解釋變量，表示CEO 開放性程度；Xi，t是一組企業(yè)層面的控制變量；Year、Industry分別代表時間、行業(yè)固定效應(yīng)；εi，t為模型殘差項。模型（1）還控制了穩(wěn)健標準誤。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，提前一期的企業(yè)綠色創(chuàng)新均值為0.192，中位數(shù)為0，最大值高達2.996，最小值為0，表明不同企業(yè)的綠色創(chuàng)新程度存在較大差異，提前二期和三期的企業(yè)綠色創(chuàng)新亦存在類似現(xiàn)象；CEO開放性特征的均值為1.801，最大值為2.596，最小值1.122，表明CEO開放性特征存在較大差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

此外，本文根據(jù)CEO 開放性特征的均值將樣本劃分為低開放性特征組和高開放性特征組，并進行均值差T 檢驗。從表3 可知，CEO 高開放性特征組的綠色創(chuàng)新均值均顯著高于CEO 低開放性特征組的綠色創(chuàng)新投入均值，初步表明CEO 高開放性特征有助于企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

表3 CEO開放性特征分組均值T檢驗

（二）基本假設(shè)回歸檢驗

Treiman（2014）［50］和 Hill 等（2020）［51］的研究表明，當固定效應(yīng)模型中的核心變量變異程度較小時，會放大該變量測量誤差，因此固定效應(yīng)模型不適用于組內(nèi)變化較小或隨時間變化緩慢的變量系數(shù)估計。對CEO 個體而言，其開放性人格特征具有相對穩(wěn)定性，故本文的研究不適用于固定效應(yīng)模型。參考連燕玲和賀小剛（2015）［28］的做法，本文選用混合OLS回歸模型進行參數(shù)估計，并控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)。此外為了研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還使用PSM-DID 法，對CEO 有無變更的樣本進行配對，進一步考察因CEO 變更導(dǎo)致CEO 開放性人格變化對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

表4為CEO開放性特征對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的混合OLS回歸結(jié)果。表4所有解釋變量的方差膨脹因子最大值為2.09，遠小于10，說明不存在多重共線性問題。此外所有模型均為穩(wěn)健標準誤回歸，有效規(guī)避了異方差問題。從表4 可知，CEO開放性特征系數(shù)在企業(yè)提前一期（第1列）、提前二期（第2列）、提前三期（第3列）的綠色創(chuàng)新回歸模型中均在1%的水平上顯著為正，表明CEO開放性特征對綠色創(chuàng)新具有積極促進作用，H1得到驗證。

表4 CEO開放性特征與企業(yè)綠色創(chuàng)新

續(xù)表4

控制變量方面，公司規(guī)模（Size）的系數(shù)顯著為正，表明大企業(yè)出于外部壓力更傾向于投資綠色創(chuàng)新；資產(chǎn)負債率（Lev）的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)的高負債抑制了綠色創(chuàng)新；市場價值（Tobinq）的系數(shù)顯著為正，表明市場價值越高的企業(yè)，越傾向于進行綠色創(chuàng)新；上市年齡（Age）的系數(shù)顯著為負，反映了近年來上市的重污染行業(yè)企業(yè)有著較高的綠色創(chuàng)新行為。

在行業(yè)控制變量方面，除采掘業(yè)和非金屬礦物制品業(yè)外，其他重污染行業(yè)虛擬變量系數(shù)均顯著不為零，表明重污染行業(yè)內(nèi)各子行業(yè)在綠色創(chuàng)新方面存在著較為顯著的行業(yè)固定效應(yīng)；在年度控制變量方面，除2016 年及以后年度虛擬變量系數(shù)均顯著不為零外，整體上其他年度在綠色創(chuàng)新方面不存在年度固定效應(yīng)。

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

1.地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗H2，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入CEO 開放性特征與地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的交互項（CEOopenness×Er）以及地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度變量（Er），其回歸結(jié)果見表5所列。由表5可知，CEO開放性特征與地區(qū)環(huán)境規(guī)制的交互項系數(shù)均顯著為正，表明開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在環(huán)境規(guī)制較強的省份尤為顯著，H2得到驗證。

表5 地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗分析

續(xù)表5

2.地方政府研發(fā)補助強度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗H3，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入CEO 開放性特征與地方政府研發(fā)補助強度的交互項（CEOopenness×Gsubsidy）以及地方政府研發(fā)補助強度變量（Gsubsidy），其回歸結(jié)果見表6 所列。由表6可知，CEO開放性特征與地方政府研發(fā)補助強度的交互項系數(shù)均顯著為正，表明開放性CEO對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在政府研發(fā)補助較強的省份尤為顯著，H3得到驗證。

表6 政府研發(fā)補助強度調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗分析

續(xù)表6

3.地區(qū)高等教育水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗H4，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入CEO 開放性特征與地區(qū)高等教育水平的交互項（CEOopenness×Edu）以及地區(qū)高等教育水平變量（Edu），其回歸結(jié)果見表7 所列。由表7 可知，CEO開放性特征與地區(qū)高等教育水平的交互項系數(shù)均顯著為正，表明開放性CEO 對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的推進作用，在高等教育水平較高的省份尤為顯著，H3得到驗證。

表7 地區(qū)教育水平調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗分析

（四）作用機理分析與檢驗

1.CEO開放性特征與企業(yè)風(fēng)險承擔

綠色創(chuàng)新的雙重正外部性（Jaffe等，2005）［3］，使其風(fēng)險性和不確定性高于常規(guī)創(chuàng)新項目。開放性CEO 所具備的自信樂觀、富有遠見、喜歡創(chuàng)新等心理資本優(yōu)勢，使其對風(fēng)險有較大的容忍度（Benischke等，2019）［25］，有助于推動企業(yè)的研發(fā)投入（Dasgupta和 Stiglitz，1980）［52］。Horbach（2008）［6］的研究還發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的各類研發(fā)活動能提高研發(fā)技能和知識資本，有利于觸發(fā)綠色創(chuàng)新。由此，本文首先檢驗CEO開放性特征對企業(yè)風(fēng)險承擔的影響，即是否推動企業(yè)更多的研發(fā)投入，并構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ停?）。

被解釋變量Rd為研發(fā)投入，參考Miller和Bromiley（1990）［53］的做法，分別以研發(fā)強度（Rd）、研發(fā)人員占比（Rdpersonnel）作為企業(yè)風(fēng)險承擔水平的代理變量；控制變量方面，借鑒Boubakri等（2013）［54］的處理，選取公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、銷售收入增長率（Growth）、股權(quán)集中度（Top10）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、上市年限（Age）等作為控制變量。其中，銷售收入增長率為本期營業(yè)收入減去上期營業(yè)收入后除以上期營業(yè)收入；股權(quán)集中度為前十大股東持股比例之和；其他變量定義與前文相同。表8的第（1）列和第（2）列分別為CEO開放性特征對研發(fā)強度和研發(fā)人員占比影響的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)CEO 開放性特征系數(shù)均顯著為正，表明開放性CEO確實推進了企業(yè)的風(fēng)險承擔水平以及研發(fā)投入。

表8 中介效應(yīng)檢驗分析

2.CEO開放性特征與機構(gòu)投資者進入

隨著國際社會對企業(yè)社會責任要求日趨盛行，社會責任成為機構(gòu)投資者進行投資的主流要求（Sparkes和Cowton，2004）［55］，且綠色創(chuàng)新是實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境績效“雙贏”的重要戰(zhàn)略，因此開放性CEO的綠色創(chuàng)新偏好符合機構(gòu)投資者的現(xiàn)實要求，有助于吸引機構(gòu)投資者的進入。進一步地，機構(gòu)投資者在信息獲取、資源調(diào)配、資金規(guī)模等方面具有顯著優(yōu)勢（Dou 等，2021）［56］，能夠為企業(yè)進行高質(zhì)量創(chuàng)新提供資源，對推動企業(yè)綠色創(chuàng)新有著重要的治理作用（Amore 和Bennedsen，2016）［57］。此外，開放性CEO的高文化智商和連帶資源，有助于企業(yè)與外部組織間構(gòu)建良好的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，進而能獲得綠色創(chuàng)新行為的外部支持。為此，本文檢驗開放性CEO 對吸引機構(gòu)投資者的影響，構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ停?）。

被解釋變量Ih 為公司機構(gòu)投資者持股比例；控制變量參照 Amore 和 Bennedsen（2016）［57］的方法，控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)成長性（Growth）、獨立董事占比（Indep）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、企業(yè)年齡（Age）等變量。表8的第（3）列為CEO開放性特征對機構(gòu)投資者持股比例影響的回歸結(jié)果；從中可以看出，CEO開放性特征系數(shù)顯著為正，表明開放性CEO 確實吸引了機構(gòu)投資者的進入。

3.CEO開放性特征與企業(yè)綠色發(fā)展戰(zhàn)略

綠色發(fā)展戰(zhàn)略能幫助企業(yè)綠色身份的界定和創(chuàng)新資源的配置，推動綠色創(chuàng)新行為（Song 和Yu，2018）［58］。開放性 CEO 往往會根據(jù)企業(yè)所處的內(nèi)外部環(huán)境變化，打破以往的組織慣性而不受組織現(xiàn)狀的約束，積極尋求新的制度體系和戰(zhàn)略方向，不斷追求組織創(chuàng)新和戰(zhàn)略變革（Datta 等，2003）［15］。因此為應(yīng)對環(huán)境規(guī)制帶來的外部環(huán)境變化，重污染行業(yè)企業(yè)開放性CEO 有能力推動企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的構(gòu)建，進而推進綠色創(chuàng)新行為。為此，本文檢驗開放性CEO 對企業(yè)綠色發(fā)展戰(zhàn)略構(gòu)建的影響，設(shè)定檢驗?zāi)Ｐ停?）。

被解釋變量Gstrategy為公司的綠色發(fā)展戰(zhàn)略。Gstrategy的取值，利用Python正則表達式懶惰匹配算法，對上市公司年報中的“公司未來發(fā)展的展望”部分文本信息，將“綠色”“環(huán)保”“可持續(xù)”“環(huán)境”“低碳”等關(guān)鍵詞與“戰(zhàn)略”關(guān)鍵詞，在非斷句情況下進行匹配，并將匹配到的綠色發(fā)展戰(zhàn)略次數(shù)加1后取對數(shù)處理；基于穩(wěn)健性考慮，本文還以匹配到的綠色發(fā)展戰(zhàn)略作為啞變量（Dgstrategy），即如匹配到了綠色發(fā)展戰(zhàn)略則認定企業(yè)構(gòu)建了綠色發(fā)展戰(zhàn)略，取值為1，否則為0。

控制變量方面，參考Menguc 等（2010）［59］的處理，選取公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、銷售收入增長率（Growth）、獨立董事占比（Indep）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、上市年限（Age）等作為控制變量。表8 的第（4）列和第（5）列分別為CEO開放性特征對綠色發(fā)展戰(zhàn)略、綠色發(fā)展戰(zhàn)略啞變量影響的回歸結(jié)果，從中可以看出，CEO 開放性特征系數(shù)均顯著為正，表明開放性CEO 確實推進了企業(yè)綠色發(fā)展戰(zhàn)略的構(gòu)建。

五、內(nèi)生性分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性分析

為克服內(nèi)生性問題，本文在基本假設(shè)模型設(shè)定中已進行了如下處理：①將樣本限定在重污染行業(yè)中，并控制了行業(yè)因素；②被解釋變量綠色創(chuàng)新取值采用提前一期、二期和三期數(shù)據(jù)。但在有效的職業(yè)經(jīng)理人市場中，如果開放性CEO能夠促進企業(yè)綠色創(chuàng)新，那么具有綠色創(chuàng)新意愿的企業(yè)會有意聘請開放性人格的CEO，以突破原有管理者的認知局限，幫助企業(yè)進行綠色創(chuàng)新，從而產(chǎn)生自選擇偏差。此外，在基本回歸模型中依然可能存在遺漏變量問題。為此，本文分別采用安慰劑、PSM-DID、工具變量法進行內(nèi)生性檢驗，以確保研究結(jié)論的可靠性。

1.安慰劑法

參考周澤將等（2019）［60］的方法，使用1 000 次安慰劑檢驗，將0和1隨機賦值給每個樣本的CEOopenness變量，重新對模型（1）進行回歸分析。如果開放性CEO 確實對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有推動作用，那么安慰劑檢驗結(jié)果的虛擬CEOopenness 系數(shù)應(yīng)不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。圖1 分別為虛擬CEOopenness 對提前一期、二期和三期綠色創(chuàng)新回歸結(jié)果的1 000 次模擬系數(shù)密度圖。由圖1 可知，虛擬CEOopenness 系數(shù)的回歸t值分布以0 為軸呈對稱的“倒U”型，大部分分布在0附近，表明系數(shù)不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，本文構(gòu)造的虛擬處理效應(yīng)并不存在。由此可認為，本文的基本回歸結(jié)果并不是由遺漏變量因素所導(dǎo)致。

圖1 安慰劑檢驗結(jié)果

2.PSM-DID配對法

PSM-DID是解決自選擇偏差問題的重要方法。本文以CEO三年內(nèi)有無變更為標準，將樣本分為兩大類：①處理組（Treat），CEO發(fā)生變更，且由低開放性特征變更為高開放性特征的前后三年的樣本，記為1；②控制組（Control），CEO從未發(fā)生過變更且未發(fā)生變更的CEO均為低開放性特征的樣本，記為0。其他匹配變量為公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、市場價值（Tobinq）、獨立董事占比（Indep）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、企業(yè)年齡（Age）等。本文采用核匹配（Kernel Matching）對處理組和控制組進行匹配，降低了樣本選擇偏誤和混雜偏移而導(dǎo)致的問題，滿足DID方法的平行趨勢假設(shè)。

表9—表11 報告的結(jié)果包含ATT 的標準誤以及顯著性程度，平均處理效應(yīng)ATT均正向顯著。表明在控制了其他影響因素后，高開放性CEO 所在企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平仍高于低開放性CEO 所在企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平，證明CEO 開放性特征確實能促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

表9 基于DID分析的內(nèi)生性檢驗結(jié)果（提前一期綠色創(chuàng)新）

表10 基于DID分析的內(nèi)生性檢驗結(jié)果（提前二期綠色創(chuàng)新）

表11 基于DID分析的內(nèi)生性檢驗結(jié)果（提前三期綠色創(chuàng)新）

3.工具變量法

CEO 開放性特征的行業(yè)均值與行業(yè)內(nèi)所屬企業(yè)CEO開放性特征相關(guān)，但難以通過其他渠道影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新。為此，本文參考Yang等（2021）［61］的方法，以CEO 開放性特征的行業(yè)均值作為工具變量（Iv_CEOopenness），進一步檢驗CEO開放性特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的因果關(guān)系。表12為二階段工具變量法回歸結(jié)果，由表12可知，在第一階段的回歸中，工具變量Iv_CEOopenness 系數(shù)在1%水平上顯著正相關(guān)；第二階段的三個回歸結(jié)果均顯示CEOopenness 系數(shù)依然顯著為正，表明CEO開放性特征確實能促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

表12 工具變量檢驗

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.有序Logit回歸模型檢驗

企業(yè)綠色發(fā)明專利申請數(shù)為整數(shù)型，故本文采用綠色發(fā)明專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)轉(zhuǎn)化為連續(xù)型變量進行OLS回歸。為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還采取以企業(yè)綠色專利申請數(shù)（Greenpio）作為被解釋變量，使用有序Logit回歸模型重新對模型（1）進行檢驗，回歸結(jié)果見表13 所列。由表13 可知，CEOopenness系數(shù)均顯著為正，表明H1依然成立。

表13 有序Logit回歸模型檢驗

續(xù)表13

2.替換被解釋變量

相對于發(fā)明專利，實用新型專利的創(chuàng)造性要求不高，但實用性較強。為此本文分別使用綠色發(fā)明專利申請數(shù)與綠色實用新型專利申請數(shù)之和加1取自然對數(shù)（Greenpiu）、綠色實用新型專利數(shù)加1取自然對數(shù)（Greenpu），作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的替代變量，重新進行模型（1）的回歸分析。表14 中（1）—（3）列分別為提前一期、二期和三期綠色發(fā)明與實用新型專利申請數(shù)之和加1 取自然對數(shù)作為被解釋變量的回歸結(jié)果，（4）—（6）列分別為提前一期、二期和三期綠色實用新型專利申請數(shù)加1 取自然對數(shù)作為被解釋變量的回歸結(jié)果。從表14 可知，CEOopenness系數(shù)均顯著為正，表明H1依然成立。

表14 替換被解釋變量的檢驗

六、研究結(jié)論與啟示

綠色創(chuàng)新是重污染行業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境績效“雙贏”的重要戰(zhàn)略，而開放性人格特征是構(gòu)成個體創(chuàng)新的人格基礎(chǔ)。本文以2007—2018 年我國重污染行業(yè)A 股上市公司為樣本，實證檢驗了CEO 開放性特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，CEO 開放性特征越強，越有助于推進重污染行業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新，這一結(jié)果在一系列控制內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗后依然有效。此外，CEO 開放性特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新的推動效應(yīng)，在環(huán)境規(guī)制、政府研發(fā)補助較強和高等教育水平較高地區(qū)的企業(yè)尤為顯著。研究還發(fā)現(xiàn)，CEO 開放性特征主要通過推進企業(yè)風(fēng)險承擔與研發(fā)投入、吸引機構(gòu)投資者、構(gòu)建綠色發(fā)展戰(zhàn)略等渠道，推動企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

基于上述研究結(jié)論，本文得出以下管理啟示：①高度重視管理層開放性人格特征的創(chuàng)新特點。針對開放性管理層，應(yīng)為其提供良好的組織環(huán)境和制度安排，使其更有效地推動重污染行業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新，以實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境績效“雙贏”和企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。②進一步強化政府環(huán)境規(guī)制強度。通過更加嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，給予現(xiàn)有的重污染行業(yè)企業(yè)以更大的沖擊與挑戰(zhàn)，進一步激勵具有創(chuàng)新精神CEO 的綠色創(chuàng)新動力。③加大政府研發(fā)補助力度。作為政府干預(yù)市場的重要工具和手段，政府可加大對重污染行業(yè)綠色創(chuàng)新的扶持力度，將研發(fā)補助資金投放到開放性CEO 領(lǐng)導(dǎo)的綠色創(chuàng)新型企業(yè)中，助力其實施綠色創(chuàng)新。④加大高等教育資本投資力度。政府通過高等教育的投資，為企業(yè)培育更多的創(chuàng)新型人才，并進一步推進政產(chǎn)學(xué)研深度合作，促進人才培養(yǎng)、知識產(chǎn)出和綠色創(chuàng)新的多方銜接，加快重污染行業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新。