管理層能力、綠色創新與企業可持續發展
——基于我國制造業上市公司面板數據

羅韻軒（副教授/博士后）牛嘉

（上海海事大學經濟管理學院 上海 201306）

一、引言

“碳達峰”“碳中和”目標的提出對各產業實現綠色低碳轉型提出了迫切要求。制造業作為我國的支柱產業，在促進經濟持續增長的同時，高耗能、高排放致使生態環境急劇惡化。《中國制造2025》行動綱領強調，建設制造強國要堅持可持續發展，將綠色發展作為基本方針，大力推廣清潔環保技術，構建綠色、循環、高效的制造體系。綠色創新的核心追求是實現綠色發展，從產品、工藝和技術方面不斷創新，降低污染物的排放和能源資源的消耗，以達到提高資源的利用效率、減少對生態環境破壞的目的。李維安等［1］認為，綠色技術創新結合了“綠色”與“創新”兩種發展理念，為實現綠色發展目標提供主要動力，在推動綠色產業升級、攻克傳統產業轉型難題、優化生產模式、降低資源耗費力度、防污治污工作等方面發揮著重要作用。綠色創新是實現綠色發展的源泉所在，對于制造業企業和生態環境的可持續發展具有重要意義。

基于資源基礎觀，企業的綠色創新側重于控制排放、減少污染［2］，在生產運營中將有限資源集中用于技術研發、末端環境治理［3］，降低企業經營活動對環境的負面影響，提升企業環境績效，被認為是處理環境問題的關鍵。Marin［4］研究發現，企業綠色創新能夠間接節約成本、提高企業收益。綠色創新對于增強企業綠色形象［5］、提高綠色聲譽、緩解融資壓力［6］、促進企業財務績效［7］、提升企業價值［8］發揮了重要作用。企業綠色創新的過程中，在工藝、產品上塑造的差異化優勢［9］，可以強化市場競爭地位［10］、獲得較高市場評價、提升企業的競爭能力［11］?？v觀已有研究，關于綠色創新經濟后果的研究主要圍繞財務績效、環境績效、企業競爭力展開，探討綠色創新對企業可持續發展能力的影響的文獻不多，并且綠色創新如何影響企業可持續發展，需要進一步討論分析。

二、理論分析與研究假設

根據熊彼特理論，綠色創新體現在資源配置和組織創新上，有效提高了現有資源的產出，減輕環境負荷，是實現企業可持續發展的關鍵所在。環境規制政策的實施為綠色創新市場的發展指明了方向，充分肯定了綠色創新對企業實現長遠發展的重要性和價值性。綠色創新推動企業創造新的業務，抓住綠色機會，拓展綠色環保市場，增強了企業的綠色產品競爭優勢［12］。相比傳統創新，綠色創新注重企業創新與環境責任的結合，有助于提升企業的綠色形象，通過影響消費者選擇和提高消費者品牌忠誠度來幫助企業吸引更多的客戶，推動企業銷售業績的增長，最終實現企業經濟利益與綠色發展的協同并進［13］。武力超等［14］認為，企業綠色創新改善了生產工藝，降低了單位生產成本，提高了產品循環利用率和生產效率，為企業創造出了更多的利潤。此外，企業也可通過在市場上轉讓綠色創新技術增加額外的收益。企業實現可持續發展需要大量的資金支持，在當今社會，投資者會把環境行為作為評價企業的標準之一，他們最關心的是能否獲得更高的未來回報，他們認為擁有較強的綠色創新能力的企業，同時也會具備提升企業業績和價值的潛力，從而會選擇為企業提供各種金融資源［15］。所以在資本市場中，企業借助綠色創新活動向市場釋放利好的信號，能夠緩解投資者與企業之間的信息不對稱程度，從而贏得投資者青睞。隨著環保意識的日益增強，企業綠色創新在初期研發階段需要投入較多的成本，對企業績效的影響可能無法立竿見影，但是從長遠來看，綠色創新活動符合政府和社會的期望，且易得到利益相關者的支持，由此引發的創新補償效應有助于增強企業的可持續發展能力?；诖?，本文提出假設1：

假設1：綠色創新與企業可持續發展能力呈顯著正相關關系。

現代企業經營權與所有權的分離，致使管理層擁有較大的權力，根據高層梯隊理論，管理者的特質會影響到企業的經營管理和戰略決策，作為管理者重要特質的管理層能力，直接關系到企業未來的發展。在嚴格的環境規制下，不同的管理者對政策的解讀也會存在差異，管理層能力較強的企業基于道德倫理［16］，會表現出主動支持的態度，積極承擔環保責任，推進綠色創新進程。能力較強的管理層具有長遠戰略眼光［17］，他們認為企業進行綠色創新活動，一方面可以吸引大量的客戶和消費者，搶占市場資源，提高銷售業績，另一方面綠色創新活動有助于減少碳排放，助力“雙碳”目標的實現。在眾多競爭企業中，成為綠色環保行動的典范，有助于提升企業的綠色形象，獲得社會各界的稱贊，促進企業的可持續發展。擁有較強能力的管理層，會更樂意追求創新，盡管創新意味著較高的風險，如果失敗，勢必會對管理層造成嚴重的負面影響，但是能力越強的管理層，越會表現出足夠的自信心，他們愿意選擇享受高風險項目產生的高收益，會更傾向于開展創新活動［18］。由于綠色創新周期性較長，能力較強的管理層在創新過程中會投入更多耐心和精力，并激勵員工參與其中，讓員工認識到綠色創新的重要性并肩負起環境保護的責任［19］，這樣做有利于提高綠色創新成功的可能性，推動企業的可持續發展。由此本文提出假設2：

假設2：管理層能力能夠強化綠色創新與企業可持續發展之間的相關性。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源。本文選取2011—2020年滬深A股制造業上市企業為初始研究樣本，為了提高數據的有效性以及研究結果的科學性，剔除ST公司及數據缺失的樣本。經篩選，最終得到9 063個樣本觀測值。研究中所使用的財務數據來源于CSMAR數據庫和同花順數據庫，綠色專利數據來源于CNRDS數據庫。數據包絡分析（DEA）采用DEA-solver13軟件分析處理，其他數據的統計及處理采用Excel和Stata16軟件。

（二）變量定義。

1.企業可持續發展。已有的文獻中，范霍恩可持續增長模型得到了廣泛的認可，關于企業可持續發展能力的衡量，本文借鑒楊旭東等［20］的研究方法，且遵循范霍恩可持續發展靜態模型構建了可持續發展能力指標。

2.綠色創新。關于綠色創新，本文借鑒齊紹州等［21］和Wurlod［22］的研究方法，將綠色專利申請量作為綠色創新的衡量標準。

3.管理層能力。目前衡量管理層能力的方法有多種，其中Demerjian［17］采用數據包絡分析（DEA）結合Tobit模型來測算管理層能力的研究方法應用較廣泛，可信度較高，因此本文借鑒了這種方法，具體步驟如下：

第一步，通過數據包絡分析CRR模型測算企業生產效率（θ），選取營業收入（Sales）作為產出變量，選取固定資產凈額（PPE）、無形資產凈額（Intan）、銷售與管理費用（SG&A）、研發支出（R&D）、營業成本（Cost）、商譽（Goodwill）作為投入變量，進而估算得出企業生產效率，公式如下：

第二步，由于上式中所計算得出的生產效率同時受到企業和管理層的雙重影響，需要進一步利用Tobit模型將二者分離，為此本文選取企業規模（Size）、自由現金流量（FCF）、多元化經營（HHI）、市場份額（Ms）、成立年限（Age）和是否有海外子公司（FC），運用回歸模型得到的殘差ε測度企業管理層能力：

4.控制變量。根據已有的研究成果，本文選取企業規模、企業風險、資產負債率、企業上市年限、托賓Q值、成長能力、現金流比率、總資產周轉率、研發強度作為控制變量。

各變量具體釋義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構建。本文構建模型（1）來檢驗假設1，即綠色創新對企業可持續發展的影響。為了進一步考察管理層能力對綠色創新的調節作用，以及對企業可持續發展的影響，本文在上述回歸模型的基礎上加入管理層能力與綠色創新的交互項，構建模型（2）和模型（3）來檢驗假設2。

四、實證分析

（一）描述性統計。表2報告了研究變量的描述性統計結果，在9 063個觀測樣本中，企業可持續發展能力的最大值為0.277，最小值為-0.027，平均值為0.055，表明制造業上市公司的可持續發展能力普遍較低，有待進一步提升。管理層能力的最大值為0.518，最小值為-0.214，表明各上市公司之間的管理層能力水平差異較大。在綠色創新方面，最大值為4.127，最小值為0，可以看出各上市公司之間的綠色創新能力有所差異，且對綠色創新的重視程度有所不同。

表2 變量描述性統計

（二）相關性分析。表3列出了主要變量的Pearson相關系數分布，綠色創新與企業可持續發展能力的相關系數為0.438，且在1%的水平上顯著，說明綠色創新與企業可持續發展存在正相關關系，初步驗證了H1。管理層能力與企業可持續發展能力的相關系數為0.325，并通過了1%的顯著性水平檢驗，在一定程度上支持了H2。

表3 變量Pearson相關系數矩陣

（三）回歸分析。表4的模型（1）報告了綠色創新對企業可持續發展影響的實證檢驗結果。研究發現，綠色創新和企業可持續發展在1%的水平上顯著正相關，即綠色創新可以有效促進企業的可持續發展，假設1得到驗證。企業投資者會傾向于支持綠色創新活動較多的企業；員工會認為綠色創新能力較強的企業能夠提供更多資源上的支持；顧客則偏愛于經營狀態較為穩定且履行社會責任的企業；政府會為綠色創新水平高的企業提供高額補貼［23］。因此，綠色創新符合了利益相關者的訴求，有助于提升企業的可持續發展能力。

為了進一步檢驗管理層能力對綠色創新與企業可持續發展的影響，本文在模型（3）中加入了管理層能力與綠色創新的交乘項GI*MA，回歸結果如表4所示。模型（2）顯示管理層能力與企業可持續發展水平顯著正相關。從模型（3）可以發現，管理層能力和綠色創新交乘項的系數為0.047，在1%的水平上顯著，且模型（3）調整后的R2（0.429）高于模型（1）調整后的R2（0.384），這表明管理層能力能夠正向調節綠色創新與企業可持續發展的關系，假設2得到驗證，即較強的管理層能力有助于提高企業綠色創新成功的概率，推動企業的可持續發展。

表4 基礎回歸結果

五、進一步分析

（一）影響機制分析。

1.綠色創新、企業聲譽與企業可持續發展。企業綠色創新行為對企業聲譽有積極作用，良好的聲譽有助于獲得利益相關者的信任，提高企業價值［24］。從消費者角度來看，企業聲譽意味著企業產品和服務的質量，相比之下，聲譽好的企業享有品牌優勢，能夠得到外部更多的資源，從而帶動企業業績。良好的聲譽有利于綠色創新的正外部性內部化［25］，對企業經濟的可持續發展具有重要意義。因此，可以初步推斷，企業聲譽在綠色創新影響企業可持續發展的過程中起到中介作用。本文參照溫忠麟等［26］的中介檢驗模型來檢驗企業聲譽是否在綠色創新與企業可持續發展之間發揮中介作用，并構建了以下模型：

其中，RE代表企業聲譽。本文參考甄紅線等［27］的研究，從消費者、債權人、股東、企業和社會的角度選取了13個企業聲譽評價指標，其中，消費者和社會角度的指標包括企業資產、主營業務收入、凈利潤、總資產收益率和主營業務收入市場占有率，債權人角度的指標包括資產負債率、流動比率、長期負債比率，股東角度的指標包括每股收益、每股股利和是否為國際四大會計師事務所審計，企業角度的指標包括董事會規模、聲譽投入以及無形資產凈額的自然對數，并通過主因子分析法計算得出企業聲譽的總評分。

模型（4）驗證綠色創新與企業聲譽間的關系，模型（5）進一步驗證在控制企業聲譽的情況下，綠色創新是否對企業可持續發展產生影響。根據中介效應的檢驗程序，首先觀察模型（4）系數β1是否顯著，若顯著，則表明綠色創新對企業聲譽具有顯著影響，可以繼續對模型（5）進行檢驗，否則停止檢驗。接下來觀察模型（5）系數β2的大小和顯著性，若顯著且模型（5）系數β1的絕對值小于模型（1）中系數β1的絕對值，則表明綠色創新通過企業聲譽影響了企業的可持續發展。

回歸結果如下頁表5所示，第（2）列中GI的系數為0.512，在1%的水平上顯著，說明綠色創新提高了企業的聲譽；第（3）列中企業聲譽的系數為0.005，在1%的水平上顯著，GI的系數為0.012，小于第（1）列中GI的系數0.015，并通過了Sobal檢驗，可以判斷出企業聲譽是綠色創新影響企業可持續發展的部分中介變量，綠色創新為企業帶來了良好的聲譽，增強了企業的可持續發展能力。

2.綠色創新、全要素生產率與企業可持續發展。在國家資源環境管控下，企業在綠色創新過程中生產成本將會考慮到環境治理成本，不斷增強對防污治污技術、綠色生產過程、實現綠色智能等方面的需求，推動生態環保與綠色研發產品的有效供求。綠色創新成果的研發培養了大量優秀的科研人員，有助于優化企業組織結構，降低人工成本及管理成本以及緩解人均產能低的情況［14］。同時，綠色創新行為帶來的新工藝和新技術在保證優等品產值率、減少材料物質消耗、提高設備性能以及降低生產費用等方面得以改善，進而提高了企業的全要素生產率。為了檢驗全要素生產率在綠色創新影響企業可持續發展過程中起到的中介作用，本文構建了以下模型：

本文參考魯曉東和連玉君［28］的研究，以主營業務收入代表總產出，以固定資產凈額代表資本投入，以員工人數代表勞動投入，將購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金代表中間投入，采用op法通過計算殘值估計企業的全要素生產率TFP，以此來作為衡量指標。中介效應檢驗方法與上文一致，在此不再贅述。

回歸結果如下頁表5所示，第（4）列中GI的系數為0.091，在1%的水平上顯著，說明綠色創新可以提高全要素生產率；第（5）列中全要素生產率的系數為0.015，在1%的水平上顯著，GI的系數為0.014，小于第（1）列中GI的系數0.015，并通過了Sobal檢驗，可以判斷出全要素生產率是綠色創新影響企業可持續發展的部分中介變量，綠色創新通過提高全要素生產率，推動了企業的可持續發展。

3.綠色創新、信息不對稱與企業可持續發展。由于管理層與投資者之間存在信息不對稱問題，致使投資者做決策時難以考慮到企業的隱形信息，這種情況下，就需要企業借助綠色創新行為，及時向市場傳遞利好信息，吸引投資者做出正面反應，從而獲取企業發展所需的融資支持。方先明等［29］研究發現，綠色創新能力強的企業在資本市場中更容易獲得分析師的關注，且會間接通過影響投資者的購買偏好和信息搜尋行為，產生綠色創新溢酬，獲得股票超額收益率。為了檢驗信息不對稱在綠色創新影響企業可持續發展過程中起到的中介作用，本文構建了以下模型：

本文參考Guo等（2019）的研究，以跟蹤分析師數量加1取自然對數作為信息不對稱程度（ANALYST）的衡量指標，中介效應檢驗方法與上文一致，在此不再贅述。

回歸結果如表5所示，第（6）列中GI的系數為0.264，在1%的水平上顯著，說明綠色創新吸引了更多分析師的關注，減少了市場參與者的信息不對稱；第（7）列中分析師關注的系數為0.006，在1%的水平上顯著，GI的系數為0.013，小于第（1）列中GI的系數0.015，并通過了Sobal檢驗，可以判斷出信息不對稱是綠色創新影響企業可持續發展的部分中介變量，綠色創新有助于降低信息不對稱程度，提升企業的可持續發展水平。

表5 中介效應檢驗結果

（二）異質性分析。根據產權性質，本文將樣本分為國有企業組與非國有企業組，并進行分組回歸，回歸結果如表6所示?？梢钥闯觯瑹o論是國有企業還是非國有企業，GI的系數都在1%的水平上顯著為正，表明綠色創新均能顯著促進企業的可持續發展。組間系數檢驗結果顯示，p值為0.0004，且在1%的水平上顯著，說明兩組回歸樣本的系數存在顯著差異。國有企業GI的系數為0.013，非國有企業GI的系數為0.017，說明相比國有企業，綠色創新對非國有企業可持續發展的促進作用更加突出。造成這種差異的原因可能是：第一，國有企業擁有政府的扶持，具有較好的資源優勢，而非國有企業則需要主動去獲取資源。因此非國有企業需要借助綠色創新來吸引社會各界的關注，贏得更多利益相關者的青睞，從而獲取高額回報來維持長期穩定的發展。第二，政府作為國有企業實際控制人，會要求企業在獲取利潤的同時，主動承擔環境保護的責任，并且會持續督促企業降低污染排放，使碳排放量長期控制在較低的水平。而非國有企業與政府缺乏密切的聯系，高額排放量會使企業面臨嚴格處罰和責令整改的風險，綠色創新可以有效降低企業的碳風險，促進企業的綠色低碳發展，對非國有企業發揮的作用也就更明顯。

根據資產規模計算的赫芬達爾-赫希曼指數，本文按照中位數將樣本劃分為低市場競爭程度組和高市場競爭程度組，并進行分組回歸，回歸結果如表6所示?？梢钥闯?，在競爭程度低的市場，GI的系數在5%的水平上顯著為正，在競爭程度高的市場，GI的系數在1%的水平上顯著為正，說明在激烈的市場競爭下，綠色創新對企業可持續發展的促進作用更明顯。造成這種差異的原因可能有：第一，隨著環保意識的逐漸增強，企業要在競爭激烈的市場中謀求長遠發展，就必須抓住市場需求變化的機遇，不斷提高企業的競爭力和盈利水平。具有敏銳洞察力的管理層會積極順應綠色發展，充分運用先發優勢采取綠色創新戰略，搶先開拓綠色消費市場，不但提高了研發投入的市場轉化率，也為企業獲取到了較大的商業效益。第二，激烈的競爭會給企業帶來市場壓力，激發企業綠色創新的潛質。企業為走在市場前沿，往往會自主研發核心技術，突破企業內部性質與外部環境的限制，謀求技術進步和產品升級，實現競爭優勢的實質性創新［30］。

表6 分組回歸結果

六、穩健性檢驗

為了保證結果的穩健性與可靠性，本文通過以下三種方法進行穩健性檢驗。（1）替換被解釋變量。選用CSMAR數據庫中的可持續增長率作為可持續發展能力的度量指標。（2）替換解釋變量。使用上市公司綠色專利申請數/專利申請總量的比值作為綠色創新的度量指標。（3）滯后變量?？紤]到綠色創新與可持續發展能力存在內生性問題，且綠色創新存在滯后效應，本文將綠色創新變量進行滯后一期處理。通過檢驗，綠色創新對企業可持續發展能力的回歸結果與前文保持一致，具有良好的穩健性。

七、結論與建議

本文通過選取2011—2020年A股制造業上市公司財務數據，實證檢驗了綠色創新對企業可持續發展的影響。研究結論如下：（1）綠色創新可以有效發揮創新補償效應，增強企業的可持續發展能力。管理層能力能夠正向調節綠色創新與企業可持續發展的正向關系。（2）中介效應檢驗發現，綠色創新通過提高企業聲譽、全要素生產率、降低信息不對稱，從而有助于實現企業的長遠發展。（3）在不同產權性質下，企業實施綠色戰略對企業可持續發展的影響在非國有企業中更明顯。在激烈的市場競爭下，綠色創新有利于企業占據市場份額，獲得競爭優勢，對企業可持續發展水平的促進作用更明顯。

本文由此提出以下建議：（1）各級政府應當加強綠色創新的宣傳和教育，定期開展企業綠色創新培訓；實施綠色創新稅收激勵，設立綠色創新專項基金；擴大排污費的征收范圍，建立綠色評價指標體系，通過制度約束引導企業走上可持續發展之路。（2）企業應當將綠色創新與企業文化相結合，形成可持續發展的經營理念，鼓勵員工積極維護企業的綠色形象，履行環境保護責任，減少對生態環境的破壞。進一步落實綠色生產機制，優化產業結構，實施綠色生產經營，為實現經濟效益與環境效益協同發展的目標努力。（3）整合社會資源，建設綠色創新中心，實現技術合作與共享；建立健全社會監督機制，加強媒體及公眾的監督，督促企業環保信息披露透明化，推動企業可持續發展。