女性高管權力與企業綠色創新

王為東，沈悅，王笑楠，盧娜

（江蘇大學 財經學院，江蘇 鎮江 212013）

一、引言及文獻綜述

綠色創新作為“創新驅動”和“綠色發展”的結合點，是實現環境與經濟可持續發展的重要手段，成為企業在未來獲得國際競爭優勢的關鍵。在此背景下，女性角色在企業生態環境戰略制定與實施過程中的獨特傾向開始得到學界的廣泛關注［1-2］。委托代理理論指出，高管作為企業的最終代理人，是企業戰略決策的直接制定者，是企業權力的直接行使人，根本上決定著企業的發展水平和發展質量。女性作為企業高管中不可忽視的群體，其女性的獨特傾向會對企業的發展戰略產生影響［3-4］。2019年香港瑞信研究院發布的《CS Gender 3 000》報告指出，“多元化”水平越高，企業“質量”越好；女性高管占比越高，企業對綠色可持續性發展將越為關注。

目前，針對女性高管作用的相關研究主要包括以下兩個方面：一方面，此類研究或是聚焦于女性高管是否更綠色，如更低環境訴訟、更多環境信息披露等［1，5］，或是聚焦于女性高管是否更創新、更多風險承擔等［6-8］，僅有少量研究關注女性高管在綠色創新領域的行為傾向［9］；另一方面，研究大多聚焦于女性高管數量與比例對企業環境決策與環境績效的影響［9-10］，卻忽略了女性高管實際掌握權力的大小及其影響。而運用女性高管數量與比例等單一指標來衡量其權力容易使研究結果產生偏差［11］，因為部分企業選聘女性可能只是出于政策制度需要，女性高管并無實權，難以對企業戰略決策產生實質性影響。此外，綠色創新作為創新的一種類型，具有高投入、回報周期長和高風險等特征，女性擁有控制權之后的態度尚不清晰。鑒于此，有必要討論企業中的女性高管擁有執行自身意愿的權力之后，是否更傾向于選擇環境友好型的戰略決策，尤其是是否更傾向于選擇綠色創新這一途徑？另外，企業社會責任評級作為企業環保履行的重要考核信息之一，又會對企業綠色創新產生什么影響，在女性高管權力延伸與企業綠色創新戰略之間起何種作用？女性高管權力與企業綠色創新的關系是否還會受到其他因素的影響？這些問題都尚需解答。

據此，本文聚焦于女性高管權力伸展能否推動企業綠色創新的問題展開研究，邊際貢獻在于：①豐富性別多樣性作用的研究。通過聚焦女性高管綠色創新行為，將女性高管、企業社會責任和企業綠色創新三者有機結合，不僅拓展了女性高管作用的研究范圍，還為公司治理研究提供新視角和新策略。②增強女性高管相關研究的系統性和可信度。一方面，數據全部來自于第三方數據庫，可信賴程度更高；另一方面，通過運用女性高管權力的新衡量方法，將女性高管作用研究從當前主要聚焦于女性數量與比例進一步深入到女性高管實際權力大小及其影響上，強調女性作用研究需要注重“質”的提升而不是單純“量”的增加。

二、理論分析與研究假設

（一）女性高管權力與企業綠色創新

綠色創新是那些以節約資源和減輕生態環境污染為側重點的技術或非技術創新的總稱［12］。隨著應對氣候變化與環境惡化的全球行動不斷深入，綠色創新正成為企業獲取競爭優勢的重要因素。現有綠色創新的影響因素研究或是聚焦于宏觀條件如環境規制因素［13-14］，或是聚焦于微觀企業規模、研發投入等因素［15］，而從企業內部結構出發，考察高管個體屬性特征對企業綠色創新的影響研究相對較少。Bansal和Roth（2000）［16］指出，高管性別差異一定程度上會造成價值觀的差異，進而影響對環境問題權重的判斷。而女性出于生理特征差異，對后代發展會更為關注，對環境、社會需求的變化反應更敏銳，也更愿意參與環保創業項目［1，17］。因此，在綠色轉型發展理念盛行的當下，女性高管順應社會要求，實施綠色創新戰略的可能性更大。女性身上所具備的性格特質有利于促進高管團隊之間的交流合作，增加角色認同感［5，8］。在女性高管綠色發展理念的影響下，高管團隊綠色創新的整體意識可能也會有所提升。而權力又是地位等級的體現以及決策實施的關鍵，是決定員工服從和認同的根基。相關研究［1-2，18-19］表明，女性高管越多或女性話語權越大的企業，其環保意識也會越強，能夠有效推動綠色經濟的發展。因此，可以推斷，當女性高管進入企業領導決策層并擁有更多決策權時，企業更傾向于實施綠色創新戰略。據此，本文提出假設1。

H1：女性高管權力與企業綠色創新之間存在正相關關系，即企業中女性高管權力的伸展，有利于促進企業實施綠色創新戰略。

（二）女性高管權力與企業社會責任

全球命運共同體背景下，企業社會責任（CSR）已經成為企業綜合性考核指標之一，是企業獲得競爭優勢的另一重要因素，而女性角色的親社會性在此背景下理應得到更多關注。社會角色理論指出，兩性在思維方式和道德判斷上存在顯著差異。性別多樣化理論表明，男性通常更傾向于以自我為導向，更注重效率最大化［20］。相比于男性，女性更加仁慈，更具同情心和同理心，更能拒絕具有社會危害性的不道德行為。女性主義關懷倫理學［21］指出，女性的親社會性使她們更關注社會責任問題，對道德問題更加敏感，更傾向于用同情和理解來處理道德困境。女性的“移情”特質會加強她們的責任意識，進而更加關注自身的社會責任以及義務［22］，對外界公眾的態度也更加敏感［23］。因此，女性普遍被認為更關注利益相關者的需要，更樂于承擔企業的社會責任。并且，不同于男性剛性的領導方式，女性柔性的領導理念更容易獲得下屬的認可，對權力的實施效果更有保障。因此，在制定企業社會責任戰略、提升企業核心競爭力時，女性領導者能更好地表達自身看法，促進企業社會責任的履行。基于上述分析，可以認為在“移情”特質以及同情心理的影響下，為滿足利益相關者的需求和社會的期待，企業中的女性高管會更加關注企業的社會責任履行情況，更愿意提高企業的社會責任評級得分。因此，本文提出假設2。

H2：女性高管權力與企業社會責任之間存在正相關關系，即女性高管權力延伸能助力企業社會責任的履行。

（三）企業社會責任與企業綠色創新

隨著企業社會責任變得更加重要，綠色創新作為提高企業環保績效、履行社會責任的有效方式，理應得到更多支持。企業社會責任與企業綠色創新的關系也已得到學者關注，如Carrasco和Buendia（2013）［24］的研究表明，企業社會責任的良好表現可以為企業的業務發展提供強大驅動力。因此，基于提高企業經濟效益的考慮，企業會更加積極地履行社會責任，提升企業外部形象。企業社會責任的長期積極履行會對企業文化和價值觀產生潛移默化的影響，進而會引導企業將綠色創新引入企業長遠發展戰略，有利于形成綠色創新的長效機制，為企業帶來長久紅利。同時，在不斷趨強的環境規制政策背景下，企業社會責任作為考核企業環保責任履行情況的可量化指標，也會倒逼企業積極進行綠色創新，進而降低因環境問題帶來的行政處罰［25］。龔晨和畢克新（2018）［26］基于制造業企業數據研究表明，隨著環境的不斷惡化升級，制造業企業的社會責任與企業低碳創新績效之間呈現顯著正相關關系。基于此，本文提出假設3。

H3：企業社會責任評級與企業綠色創新之間存在正相關關系，即企業履行社會責任能推動企業綠色創新戰略的實施。

基于H1、H2和H3，有理由進一步推測，企業社會責任可能會作為中間變量，女性高管權力伸展可以通過有效提升企業社會責任評級進而推動企業綠色創新戰略實施。據此，本文提出假設4。

H4：企業社會責任在女性高管權力與企業綠色創新戰略之間起到中介作用。

三、研究設計

（一）數據來源與處理

本文以2012—2019年中國A股上市公司作為研究樣本，數據主要來源于CSMAR數據庫、國家知識產權局，部分數據經過手動整理獲取。為了分析結果的合理性，對數據進行如下處理：首先，剔除樣本期間主要數據缺失的公司；其次，剔除研究樣本期間出現ST和*ST的公司；再次，剔除金融服務等相關行業的公司；最后，在進行相關性分析和回歸分析時，對所有連續變量在1%水平上進行了Winsorized縮尾處理，以減輕離群值的影響。鑒于企業社會責任評級數據的嚴重缺失，經篩選、匹配符合條件的僅有566家上市公司共3 685個年觀測的有效數據樣本。另外，研究的女性高層管理者主要為上市公司年報中公布的CEO、總裁、副總裁、總經理、副總經理等。

（二）變量說明

1.自變量：女性高管權力

現有研究對管理層權力的衡量方法主要分為兩種：第一種是使用單一指標，這是以往研究中采用較多的方法。例如，方軍雄［27］（2011）用董事長與總經理兩職合一、執行董事的比例、任職年限等來衡量高管權力，Pathan（2009）［28］以CEO是否兼任董事長、CEO是否來源于公司內部，以及是否有女性高管［1］、女性高管占比［29］、女性高管數量［10］等來衡量管理層權力大小。第二種是利用主成分分析法構建綜合指標。例如，權小鋒等（2010）［11］、劉婷和楊琦芳等（2019）［8］、劉劍民等（2019）［30］選取學歷、高級職稱、管理層規模、股權分散度、第一大股東持股比例、薪酬等指標進行主成分分析，構建高管權力綜合指數。總體而言，采取綜合指標來衡量女性高管權力的研究較少。由于女性高管權力可能體現在不同維度，如在部分企業存在一人獨大等現象，因此，運用單一指標來衡量權力大小可能會產生較大偏差。

基于此，借鑒權小鋒等（2010）［11］、劉劍民等（2019）［30］的做法，依據Finkelstein（1992）［31］提出的權力模型，從組織權力、聲譽權力、專家權力和結構權力四個層面選取8個指標來衡量女性高管的決策權力，并通過主成分分析法合成女性高管權力（Fpower）這一綜合指標。具體指標如下：①女性高管占比（Frate），以女性高管數占高管總數的比例來表示。女性高管比例越高，女性高管對企業的權力越大。②女性高管年齡（Fage），以女性高管年齡均值來表示。李四海等（2015）［32］指出，年齡的增大會增強高管的社會資本，進而提高企業的談判力和控制力，提升其實際權力。③女性高管學歷水平（Fedu），以女性高管學歷均值表示。Grimm和Smith（1986）［33］研究發現，高學歷高管容易獲得下屬甚至其他管理層的認可，可以提高個人聲譽和決策權力。④女性高管薪酬水平（Fsalary），以女性高管薪酬均值取對數表示。薪酬在一定程度上反映了高管在公司的權力地位，權力越大，薪酬普遍較高［34］。⑤女性高管職稱（Ftitle），以各企業女性高管職稱均值表示。高級職稱體現了高管的專業技能水平，職稱越高則意味著專業技能水平越強，越容易被人信服從而獲得更高的權威。⑥女性高管持股比例（Fhold），以女性高管持股數占企業總股數表示。持股比例代表著對企業的控制能力，持股比例越大，話語權越強。⑦女性高管是否擔任獨立董事（Finde）。⑧女性高管是否為董事會成員（Fboard）。

在進行主成分分析之前，對各指標變量進行KMO和Bartlett檢驗。檢驗結果顯示，所選樣本KMO值為0.749，通過了Bartlett檢驗。同時，顯著性水平為0.000，強烈拒絕原假設，滿足做主成分分析的條件。基于描述女性高管權力的8個指標，使用SPSS25.0軟件進行主成分分析，對特征值大于1的進行提取，共萃取到3個公因子，主成分貢獻累計達到72.787%，大于60%，具有良好的代表性。三個主成分貢獻率分別為41.849%、18.157%、12.782%。將F1、F2、F3三個主成分對應的方差貢獻率作為綜合得分的權數，計算出女性高管權力綜合得分Fpower。計算方式見公式（1）：

2.因變量：綠色創新

現有研究多采用綠色全要素生產率或綠色專利數來衡量企業的綠色創新水平。周力和沈坤榮（2020）［35］指出，相比于綠色全要素生產率（TFP），綠色專利數量更能實際反映企業的綠色創新水平。使用企業綠色專利數量來衡量企業綠色創新能力，可以有效剔除由于企業本身生產效率提高或污染轉移帶來的非技術性進步。基于此，選取企業綠色專利申請量作為被解釋變量來衡量企業的綠色創新程度。企業綠色專利申請量包括企業綠色發明型專利申請量和企業綠色實踐型專利申請量，據此衡量企業的綠色創新能力，并利用綠色專利實際授權總量進行穩健性檢驗。

3.中介變量：企業社會責任

目前學術界對于企業社會責任的衡量方法大致有4種，分別是問卷調查法、內容分析法、KLD社會責任評價體系法和專業機構評級法。其中，出于對數據可獲得性、真實性和便捷性三方面的綜合考慮，學術界普遍采用專業機構評級數據進行研究。現階段主要有和訊網與潤靈環球兩家機構對企業社會責任進行打分評級。對比來看，潤靈環球所披露的數據在綜合考慮行業性、整體性、內容性、技術性的基礎上，對各企業社會責任進行綜合評級和評分，其涵蓋內容更加全面、具體。綜上，借鑒朱樂、陳承（2020）［36］等人的研究，本文選取潤靈環球發布的社會責任報告評級數據來衡量企業社會責任這一中介變量。

4.控制變量

參照相關文獻，從企業特征、經營狀況和治理結構三個角度引入一系列可能會影響企業綠色創新戰略的因素。具體包括公司年齡（Life）、公司規模（Size）、盈利能力（Roa）、成長能力（Growth）、資本結構（Lev）、現金流量（Cash）、研發投入（RD）、第一大股東持股比例（Lasr）、董事會規模（Board）、獨立董事比例（Indepr）和監事會規模（Super）。此外，在模型中增加行業和年份的虛擬變量，以此控制其對結果的影響。

各變量定義見表1所列。

表1 變量定義

續表1

（三）模型構建

為有效識別女性高管權力與企業綠色創新、企業社會責任之間的關系，構建如下固定效應模型，并對行業和年份進行控制，以此減少異質性。模型中主要變量間的關系如圖1所示。

圖1 變量關系路徑

根據本文女性高管權力與企業綠色創新正相關的H1，構建女性高管權力對企業綠色創新直接影響機制的基本模型，如公式（2）所示：

其中：Greeni,t為被解釋變量，表示企業i在t期的綠色創新水平；Fpoweri,t為解釋變量，表示企業i在t期的女性高管權力大小；Lifei,t為企業i在t期的公司年齡；Sizei,t為企業i在t期的公司規模；Roai,t為企業i在t期的盈利能力；Growthi,t為企業i在t期的成長能力；Levi,t為企業i在t期的資本結構；Cashi,t為企業i在t期的現金流量；RDi,t為企業i在t期的研發投入；Lasri,t為企業i在t期的第一大股東持股比例；Boardi,t為企業i在t期的董事會規模；Indepri,t為企業i在t期的獨立董事比例；Superi,t為企業i在t期的監事會規模；ind和year為行業和年份固定效應；εi,t為隨機擾動項。

除直接效應外，為考察企業社會責任在女性高管權力影響企業綠色創新中的中介作用，采用Baron和Kenny（1986）［37］提出的“中介作用”檢驗模型，按照以下步驟建模：首先，將式（2）中的被解釋變量企業綠色創新替換為企業社會責任，檢驗女性高管權力對企業社會責任（CSR）影響的H2，如公式（3）所示；其次，將式（2）中的解釋變量女性高管權力替換為企業社會責任，檢驗企業社會責任對企業綠色創新影響的H3，如公式（4）所示；再次，在式（2）中加入企業社會責任這一中介變量，如公式（5）所示；最后，通過模型（2）、模型（3）和模型（5）三個模型結果共同來判斷中介效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了各變量的均值、標準差、最大值和最小值。

表2 描述性統計

由表2可知，女性高管權力均值僅為0.408，說明我國女性高管在上市公司的權力普遍較小，甚至部分企業高級管理層沒有女性高管（女性高管權力最小值為0），而女性高管權力最大值也僅為21.666，說明企業中還普遍存在“玻璃天花板”效應，仍然存在性別偏見。從各公司綠色創新水平來看，最大值為3.179，最小值為0，表明各企業綠色創新能力差距較大，有必要進一步研究造成差異的原因。另外，樣本企業社會責任均值為40.964，標準差為12.061，說明各企業社會責任評級同樣差距較大。

（二）相關性分析

表3列示了各主要變量的Pearson相關性檢驗結果。可以看出，女性高管權力與企業綠色創新水平、企業社會責任均呈顯著正相關，說明女性高管權力的提升能夠推動企業綠色創新戰略的實施，初步驗證了H1和H2。另外，企業社會責任與企業綠色創新水平也呈顯著正相關，初步驗證了H3。但更為嚴謹的結論還需通過進一步的實證分析獲得。

表3 相關性分析

（三）回歸結果分析

表4列示了上述實證模型的所有回歸結果。其中，列（1）是包含所有控制變量的基礎模型。結果顯示，企業規模、研發投入和監事會規模均與企業綠色創新水平正相關，規模越大、研發投入越高、監事會成員越多的企業綠色創新能力越好，并且這些變量在之后各模型中的影響結果也基本一致。而企業董事會規模和獨立董事占比與企業的綠色創新呈顯著負相關，原因可能在于：董事會成員和獨立董事相對而言更關注企業本身利益，而綠色創新作為一項高風險、高投入的活動，很難得到成員的一致認可。

表4 女性高管權力與企業綠色創新的回歸結果

列（2）是在列（1）的基礎上加入了女性高管權力后的回歸結果，數據顯示，女性高管權力對企業綠色創新的回歸系數為2.869，且在1%水平上顯著，表明女性高管權力對企業綠色創新存在顯著正向影響，支持了H1。而大部分關于女性在創新領域的研究與本文研究結論恰好相反，均認為女性更加保守，不愿意承擔風險，創新績效較低［38］。本文研究結果則發現女性角色在綠色創新領域并不保守，可以承擔風險，能夠有所作為。

在H1成立的基礎上，結合Baron和Kenny（1986）［37］的“中介作用”檢驗程序，繼續對H2、H3進行檢驗。列（3）對應于模型（3），檢驗了女性高管權力與企業社會責任的關系。結果顯示，女性高管權力對企業社會責任的回歸系數在1%水平上顯著正相關。表明女性高管權力的伸展有利于提高企業社會責任評級得分，驗證了H2。列（4）對應于模型（4），檢驗了企業社會責任對企業綠色創新的影響。結果顯示，企業社會責任評級得分與企業綠色創新水平高度正相關，即企業社會責任意識的提升能夠助力企業綠色創新戰略的開展，支持了H3。

列（5）對應于模型（5），在模型（2）的基礎上加入了企業社會責任這一中介變量。結合列（2）、列（3）的數據結果可以發現，解釋變量（Fpower）的系數σ1、β1均在1%的水平上顯著為正。在列（5）的檢驗結果中，中介變量（CSR）的系數γ2和解釋變量（Fpower）的系數γ1均在1%的水平上顯著為正，且γ1與σ1相比，數值顯著變小。綜合以上中介效應檢驗結果可知，企業社會責任在女性高管權力與綠色創新的正相關關系中發揮了顯著的部分中介效應，支持了H4。表明女性高管可能通過提升公司社會責任評級，改善公司價值觀、制度、文化和環境，從而促進企業的綠色創新行為。

續表4

（四）內生性檢驗和穩健性檢驗

上述結論已通過引入行業和年度虛擬變量初步控制了行業和年度對企業綠色創新的潛在影響，為了提高研究結論的可信度，解決可能存在的內生性問題，本文進一步采用多種方法進行穩健性檢驗。

1.控制企業個體固定效應

為進一步控制可能產生的內生性問題，采用面板數據固定效應模型，在原指標不變的基礎上增加控制企業層面個體效應并重新對本文假設進行檢驗，檢驗結果見表5列（1）。結果顯示，在控制企業個體固定效應后，女性高管權力對企業綠色創新的系數為1.758，在1%水平上顯著，支持了本文假設，表明上述研究結論穩健。

2.滯后變量

上文采用綠色創新專利申請量來衡量企業的綠色創新行為，支持了女性高管權力與企業綠色創新的正相關關系。然而，綠色創新投入通常在一定周期后才能轉變為綠色專利產出，因而女性高管權力的變化對企業創新績效的影響也可能存在時間差。為避免綠色創新專利的滯后性對實證結果的負面影響，本文將女性高管權力變量滯后一、二期后重新回歸，檢驗結果見表5的列（2）和列（3）。可以發現，女性高管權力仍與企業綠色創新水平高度正相關，再次驗證了本文主假設。

3.工具變量法

考慮遺漏變量可能帶來的影響，進一步借鑒孫菁等（2021）［39］的研究思路，選取分年度、分行業的女性管理者權力均值（Ivpower）作為女性高管權力的工具變量，并利用兩階段最小二乘法（2SLS）再次對本文假設進行檢驗，結果見表5的列（4）和列（5）。第二階段回歸結果顯示，在考慮內生性問題后，女性高管權力與企業綠色創新水平依然正相關，回歸系數為5.794，且在5%水平上顯著，同樣驗證本文主假設。同時，從工具變量解釋力度來說，F值為28.431（大于10），通過了弱識別檢驗，驗證了工具變量選取的合理性。

4.替換解釋變量和被解釋變量

為避免結論受綠色創新衡量方式的影響，進一步使用是否擁有綠色專利申請（Green0）和實際綠色專利授權總量（Green1）兩種不同數據替代原先的衡量指標再次進行回歸，結果見表5的列（6）和列（7）。可以發現，女性高管權力仍與替換變量后的企業綠色創新水平顯著正相關，與上文主模型結果保持一致。另外，由于本文模型中的女性高管權力指標是通過多變量主成分分析求出綜合得分來反映的，為了檢驗實證結果是否受女性高管核算范圍的影響，借鑒嚴若森和朱婉晨（2018）［40］的研究方法，替換使用女性董事占比（Fedirrate）來衡量女性高管權力，表5列（8）的回歸結果表明變化不大，再次支持了本文主假設。

綜合以上分析結果，可以認為本文的實證估計結果具有穩健性。

五、進一步研究

上文基準回歸結果表明，女性高管權力的提升對企業綠色創新戰略的實施有一定程度的促進作用。但是女性高管權力與企業綠色創新的關系也會受到其他因素的影響，如企業的股權性質、行業性質和地理位置等。為探究這些因素在女性高管權力對企業綠色創新影響中的作用，進一步按照是否為國企、是否是重污染行業以及企業所處地理位置對樣本進行分組回歸，探究產權性質、行業性質、地區差異的調節效應。由于本部分不考慮企業社會責任的中介作用，不存在企業社會責任評級數據缺失的狀況，因此，對經過篩選共獲得的2 627家上市公司共13 408個年觀測的有效數據樣本進行分析。

（一）基于企業所有制的分樣本研究

既有研究表明，企業的產權制度會對企業的經營管理方面產生很大影響［41］。可以進一步推斷，女性高管權力與企業綠色創新關系在不同產權制度下也可能出現差異。因此，本文將樣本分為國有企業和非國有企業兩個子樣本進行研究，回歸結果見表6的列（1）和列（2）。國有企業女性高管權力的作用系數為4.006，且在5%的水平上顯著，與基準回歸結果一致；而非國有企業女性高管權力的系數為正，但未通過顯著性檢驗。組間差異性系數在5%水平上顯著（p=0.021）,說明在國有企業和非國有企業兩個子樣本間女性高管權力對企業綠色創新的影響效果存在顯著差異。原因可能在于：國有企業女性高管出于穩固地位和政治晉升的目的推動企業綠色創新的動力更強［42］，而非國有企業可能并不存在此類激勵。

（二）基于行業的分樣本研究

不同行業女性高管對企業綠色創新的影響可能也存在差異。正如Brammer和Brooks（2006）［43］研究指出，行業的差異會造成企業道德準則和環保意識的差異，同時社會各界對于不同行業也會有不同的環境要求，進而也會影響到企業綠色創新戰略的具體選擇。因此，依據國家生態環境部指定的十六大類重污染行業分類，將企業區分為重污染企業和非重污染企業兩個子樣本進一步拓展研究，具體見表6的列（3）和列（4）。結果顯示，在非重污染行業，女性高管權力與企業綠色創新水平顯著正相關，符合本文的基準假設；而在重污染行業，女性高管權力系數為正但并不顯著。進一步進行費舍爾組合檢驗發現，p值為0.040，說明兩組系數差異顯著。原因可能在于：重污染行業受到的監管更加嚴格，巨大的環境壓力和國家相關環保政策會倒逼重污染企業主動進行綠色創新改革。因此，應該更加重視女性高管在非重污染企業中的作用，提高非重污染企業的環保責任意識，進而推動企業進行綠色創新。

（三）基于地區的分樣本研究

受經濟發展水平、法律制度、風俗習慣、傳統觀念等因素的影響，不同地區的環保理念以及對綠色創新行為的支持力度均存在差異，進而可能會對女性高管權力與綠色創新的關系產生一定的影響。因此，按照各公司注冊地所處省份，將全樣本劃分為東部地區和中西部地區兩個子樣本進一步回歸，結果見表6的列（5）和列（6）。可以發現，在東部地區，女性高管權力與企業綠色創新水平顯著正相關，與基準回歸結果一致；而在中西部地區，雖然女性高管權力回歸系數依然為正，但并不顯著。并且，該結果通過了組間差異性檢驗（p=0.089）。原因可能在于：中西部地區大部分企業仍處于工業化前期階段，重化工業企業較多；近年來，政府對企業污染排放監管力度的加強會直接促進企業綠色創新活動，而無需通過女性的個人特質來實現。

表6 異質性分析結果

續表6

六、結論與啟示

本文以我國A股上市公司為實證研究樣本，深入探討女性高管權力與企業綠色創新的關聯性。研究發現：第一，女性高管權力的伸展有助于提升企業綠色創新水平。研究結果顯示，女性高管權力對企業綠色創新在1%水平上具有顯著正向影響。這一結果與以往女性在創新領域表現保守的研究結論相反，表明女性角色在綠色創新領域并不保守，可以承擔風險，有所作為。第二，企業社會責任在女性高管權力與企業綠色創新行為之間起到部分中介作用。研究結果顯示，在納入企業社會責任之后，女性高管權力對企業綠色創新的作用有所減輕，即企業社會責任起到了部分中介作用，表明女性高管權力的伸展在直接促進企業綠色創新的同時，也有利于塑造企業的價值觀、制度和文化，增強企業的社會責任，改善經營環境，進而規范企業綠色創新行為。第三，女性高管權力對企業綠色創新的積極作用因受到企業、行業和地區等因素影響呈現一定差異性，并且這一積極作用在國有企業、非重污染行業和中國東部地區表現得更加顯著。

基于以上結論，得到如下啟示：第一，在不斷加大的環境壓力面前，企業應認識到綠色創新對于企業可持續發展的重要意義，并在組建高管團隊時充分考慮女性對于推動企業綠色創新的潛在作用，嘗試吸納更多女性進入公司管理決策層，充分發揮性別多樣化的優勢，改善公司環境治理結構，構筑應對環境變化的新競爭優勢。第二，推動企業女性高管權力伸展的一個重要方面是塑造增強企業社會責任與擔當的價值觀、制度和文化，改善經營環境，以建立規范企業綠色創新行為的長效機制。第三，企業和政府應強化相關制度保障，尤其是國有企業、非重污染行業和東部地區，應積極推動建立女性的生育保險制度，保障同工同酬，營造有利于女性發揮影響力的企業與社會環境，激發女性高管工作的主動性和積極性。第四，女性高管自身也應根據發展需要和時代背景及時轉變思想觀念，制定更完善的職業規劃，增強自我認知，努力發揮性別優勢，提高自身人力資本價值，用過硬的實力去爭取更多的機會，以實際行動爭取男女平等，打破職場中“玻璃天花板”現象。第五，加強社會教育與輿論引導，推動男女平等的現代觀念真正深入人心。通過宣傳教育培養民眾性別平等理念，糾正“重男輕女”的社會性別態度，消除對女性的偏見和歧視，給予女性真正公平公正的發展空間。