女性高管參與對企業綠色創新的影響:促進還是抑制*

嚴若森 塔雨琪

(武漢大學 經濟與管理學院,湖北 武漢 430072)

一、引言

習近平總書記在主持召開中央財經委員會第九次會議時指出,要把碳達峰、碳中和納入生態文明建設整體布局,實現國家經濟綠色發展。中央提出的綠色發展理念能否轉化為政策紅利,取決于環境污染關鍵市場主體的應對策略,[1]亦即,離不開企業的綠色創新行為。與傳統創新相比,綠色創新屬于一種考慮到節約資源以及降低環境污染的創新,真正實施綠色創新的企業一般會向風險投資者傳遞出可靠的信號,從而吸引投資。[2]在當前資源環境約束日益加劇的背景下,企業綠色創新無疑是推動企業可持續發展、國家經濟高質量發展的必要條件。

近年來,關于企業綠色創新與企業績效的關系已成為國內外的研究熱點,越來越多的學者把目光投向綠色創新的前因研究。具體而言,現有的企業綠色創新前因研究主要聚焦于環境、組織和個體三個層面。其中,環境層面的研究主要基于制度理論和利益相關者理論,識別政府、股東等利益相關者對企業綠色創新的激勵與規范作用;[3][4]組織層面的壓力主要討論企業協作及董事會治理等對企業綠色創新的影響;[5][6]個體層面的研究主要基于高階梯隊理論和委托代理理論,關注高管特征對企業綠色創新的影響。[7]而且,現有相關研究多聚焦于環境層面,探討個體層面對企業綠色創新影響的研究還顯得相對較少。而隨著有些企業忽視政策規制和權力尋租等現象的突顯,[8]僅通過外部因素促進企業綠色創新存在一定的不足,進一步探究內部因素顯得尤為重要。從公司治理內部因素看,高管作為企業的核心人員,直接決定了企業未來的發展方向與目標,同樣亦直接對企業開展綠色創新活動具有關鍵性作用。[9]

目前,在世界范圍內,女性在職場中的作用日益受到重視,使得女性高管在高管團隊中的參與度提高,“她力量”越來越能夠影響企業決策和企業行為。依據高階梯隊理論,企業高層管理團隊的人口統計學特征(性別、年齡、任期等)會影響企業的戰略決策與經濟績效,[10]亦必然會對企業綠色創新產生影響。[7]出于生理結構等的不同,女性和男性的思維、決策方式亦會有所不同,從而會影響企業行為。目前,學術界對于女性高管與企業行為關系的研究頗為重視,主要集中在企業績效、企業創新績效和財務舞弊等方面,[11][12][13][14]探討女性高管與企業綠色創新關系的文獻則相對較少。另外,基于社會角色理論,女性高管在自信、競爭、冒險性格特征方面劣于男性,對風險會更保守,傾向于風險規避型決策。由于企業綠色創新具有投資成本高、收益周期長和成功難以把握的特點,在資源和能力方面往往不具備優先配置權,高層管理者需要承擔的風險較大,[15]因而女性高管參與決策可能會對企業綠色創新產生抑制作用。不過,亦有研究基于澳大利亞649家企業的數據,指出企業中女性高管對環境問題更加重視,企業中女性領導角色的增加會增強出口強度對企業綠色創新的促進作用。[16]那么,在中國具體情境下,女性高管參與對企業綠色創新會產生怎樣的影響?其中涉及到的影響機制又是怎樣?

此外,在委托代理理論下,如果控股股東掌握的的控制權遠超于現金流權,公司價值就會越低。[17]在控制權與現金流權高度分離的情形下,控股股東可能會為了獲得私人收益而對中小股東進行侵害。而綠色創新作為一個高風險的項目,控股股東往往更不愿去承擔如此大的風險,反而更愿意投資見效快的項目,盡可能在短期內獲得自身的最大利益。一般來說,控股股東擁有的股權越多,就會越積極參與公司的日常經營,并主動監督管理層的行為活動,從而維護自身及公司的權益。[18]但是,當控股股東的持股比例較高時,其對上市公司就有較大的控制權,會通過操縱管理層來實現自己利益的最大化。因此,當控股股東想減少乃至規避企業綠色創新時,這會如何影響女性高管參與對企業綠色創新的影響?

為了回答上述問題,本文以2010—2020中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本,實證檢驗了女性高管參與對企業綠色創新的影響以及控股股東控制權與現金流權的兩權分離度在其中的調節作用,并探討了相關情境下女性高管參與和企業綠色創新二者之間關系的異質性,且考察了女性高管參與影響企業綠色創新的相關中介機制。此外,本文還基于納入女性高管平均受教育水平、企業產權性質、企業所處地域發展程度、兩職分離治理特征等不同情境變量,進一步考察了女性高管參與對企業綠色創新的影響的差異性。

本文可能的邊際貢獻主要體現在三個方面:(1)本文將女性高管對公司治理與戰略影響的研究拓展至企業綠色創新領域,豐富了高管特質與企業綠色創新的相關研究,提供了高階梯隊理論在中國情境下適用性的新證據;(2)本文實證檢驗了女性高管參與對企業綠色創新的影響,并考察了控股股東控制權與現金流權的兩權分離度對此影響的調節作用,并將高管團隊風險偏好納入研究框架,揭示了女性高管參與和企業綠色創新之間的“黑箱”;(3)本文為企業基于自身的綠色戰略定位培養高管層能力及素質、優化領導權結構設計、加強股權結構頂層設計等提供了啟示,為政府支持企業綠色創新提供了政策涵義。

二、制度背景、理論分析與研究假設

(一)制度背景

改革開放后,在中國經濟快速增長的同時,環境污染和生態破壞已經成為制約經濟可持續發展的主要瓶頸。基于此,中國亦提出了低碳經濟發展戰略,長期以來尋求生態與經濟發展的平衡點。根據庇古稅原理,作為市場型環境規制重要工具的環境稅或排污費,針對企業環境污染產生的負外部性,通過將污染排放單位成本內部化的方式可以有效推動企業減少污染,并在發達國家取得了良好的治理效應。因此,中國借鑒發達國家經驗,先后確立了排污收費制度等一系列法律制度和推行“綠色稅法”——《環境保護稅法》,對資源節約、環境保護和生態文明建設具有重要的意義,有助于中國社會形成鮮明的綠色發展導向,激發廣大企業履行社會責任、主動追求自身的可持續發展,助推中國經濟實現更高質量的發展。然而,為了鼓勵企業實施綠色創新行為,政府往往將可觀測到的企業綠色創新產出作為給予補貼支持和稅收優惠的重要前提,[19]這會影響到管理層實施企業綠色創新戰略的動機與出發點,致使管理層存在利用企業綠色創新活動來侵占利益相關者利益的可能,[20]從而降低企業綠色創新的質量與管理層履行社會責任的主動性。由此可知,僅憑外部政策的規制尚不能充分調動企業綠色創新的積極性,而是還要從內部高管層發力,提高高管層自身實施企業綠色創新的意愿,從源頭促進企業的綠色創新。

為了破除社會陳舊的“男女不平等”現象、改善企業治理結構,國家出臺了一系列政策文件來保證女性參與企業高層管理的權力。2011年,國務院出臺的《中國婦女發展綱要(2011—2020年)》強調要提高高等技能勞動者中的女性比例,增加女性在決策層的“話語權”。2012年,深圳市出臺的《深圳經濟特區性別平等促進條例》再次強調要給予男女兩性同等重視,保證男女同等資源,得到同等發展。根據南開大學中國公司治理研究院的研究,在2012—2021年間,中國擁有女性董事的公司由1079家增至3150家,占比由46.35%增長至76.20%。事實上,女性高管不僅僅是人數的比例在不斷上升,她們在公司治理中所扮演的角色和擔任的職能亦越來越重要。就此而言,“她力量”已成為公司治理研究中不可忽略的重要一環,其對企業綠色創新的影響不容忽視。

(二)理論分析與研究假設

1、女性高管參與對企業綠色創新的影響

企業的綠色創新活動兼具環保和創新的雙重特征。一方面,企業綠色創新活動的環保屬性決定其存在環境保護與技術溢出的正外部性,[21]有助于企業提升社會形象和實現可持續發展,這對所有利益相關方均具有積極的影響,但企業綠色創新活動的成本卻由企業獨自承擔,且遠超出一般性創新的成本。[22]另一方面,企業的綠色創新活動的創新屬性決定其在研發、實用化和商業化各個階段存在較大的不確定性,企業綠色創新活動可能導致企業競爭力的喪失。[23]環保的外部性與創新的風險性使得管理者對企業綠色創新活動缺乏激勵,如何克服綠色技術自身的外部性與風險性,對企業解決綠色創新水平不足問題十分重要。基于高階梯隊理論,管理者會依據自身的價值觀念進行決策,公司的戰略決策實質上是環境因素被高管的有限認知和價值判斷過濾后的結果,[10]因而擁有不同特質的高管往往會對公司的戰略決策產生不同的影響。而在高階梯隊理論下,性別差異是解釋高管戰略決策異質性的重要因素,[24]對企業的創新活動乃至綠色創新活動都會產生重要影響。在考察企業綠色創新行為時,不應該忽視高管性別對其行為的導向作用。基于此,本文將研究視角投向高管性別,探討女性高管自有的行為特征會對企業綠色創新帶來怎樣的影響。

已有的社會學與心理學研究表明,兩性與生俱來存在著生理差異,存在女性體內的單胺氧化酶濃度更高,而這類物質能夠激發女性的風險規避意識。[25]因此,在高管團隊具有風險性質的戰略投資決策過程中,相較于男性,女性高管更傾向于作保守與穩健的決策,在面對未知風險時傾向于選擇規避的立場,或容易猶豫不決。[26]又因為企業綠色創新需要投入大量的資金,且本身存在滯后性的特點,短期內并不能顯著為企業帶來收益,風險較高,為此需要高層管理團隊的較高的風險偏好程度。因此,當女性高管人數占高管團隊人數的比例提高、女性高管決策對團隊決策的影響力增大時,高管團隊對高風險的項目更容易“退避三舍”,從而在面臨綠色創新活動時傾向于選擇逃避,[27]尋求企業綠色創新的可能性較小,進而使企業綠色創新戰略的實施受阻。

同時,基于女性關懷倫理學,人類從剛出生開始,就會因為性別的不同而產生不同的道德觀念和行為模式。[28]在面臨決策問題時,女性高管存在“移情關懷”,具有更高的道德水平,會更加遵守社會規則和制度,比男性更具有社會責任感,從而更利于企業履行社會責任。[29]綠色創新不單是為了企業經濟層面的提升,更是為了保護自然環境,促進可持續發展,此亦是企業履行社會責任的重要一環。已有研究指出,企業中女性領導者對環境問題更敏感,從而能夠促進綠色創新。[16]因此,從這個角度來看,女性更注重關懷倫理和更具責任感的特點會促使其更加關注企業綠色創新,以滿足利益相關者的綠色期望,并獲得可持續的綠色競爭優勢。

綜上分析,本文提出如下假設:

H1a:給定其他條件不變,女性高管參與會抑制企業綠色創新。

H1b:給定其他條件不變,女性高管參與會促進企業綠色創新。

2、控制權與現金流權兩權分離度的調節效應

在股權集中的背景下,控股股東與外部中小股東之間的代理沖突成為公司主要的代理問題。[30]在股權結構高度集中且控股股東控制權與現金流權嚴重偏離的情形下,處于優勢地位的控股股東為了使自身利益最大化,往往會參與到甚至控制管理層的決策,而這大概率會侵犯到中小股東的利益,因而在此情形下,公司治理的顯要問題是控股股東與中小股東之間存在的第二類代理問題。

控股股東擁有對公司現金流的要求權(現金流權)和基于所有權衍生出來的決策權(控制權)。[31]控股股東采取的金字塔結構、交叉持股和雙重股權等方式會使他們更容易擁有遠超現金流權的控制權。當控股股東的控制權和現金流權差距較大時,控股股東會有強烈的動機參與到管理層的決策中以謀取私利,即控股股東會采取“掏空”行為,侵占中小股東和外部投資者的利益。并且,控制權與現金流權的分離程度越高,大股東謀求私利的欲望會越盛,控股股東侵害中小股東利益的動機會增強,代理成本則以指數方式上升。[32]與此同時,由于控股股東在公司中持有占比較大的股份,因而其在公司的風險中會承擔比中小股東更大的潛在損失,因此,控股股東具有動機去作出更加保守、安全的決策,從而放棄未來收益大但風險高的經營項目。[33]又因為企業綠色創新是一項高投資、高風險的項目,需要大量資金支持,且回收周期長,被第二類代理問題影響的控股股東會有很大的意愿去規避此類行為,從而會弱化管理層實施企業綠色創新戰略的傾向。如果女性高管對企業綠色創新具有抑制作用,則其控制權與現金流權兩權分離度高的控股股東的決策與女性高管的決策大概率一致,從而會強化這一影響;如果女性高管對企業綠色創新具有促進作用,則控股股東的“絕對話語權”會阻礙高管層對企業綠色創新的積極決策及行為,從而會削弱這一影響。

綜上分析,本文提出如下假設:

H2a:控制權與現金流權分離度越高,女性高管參與對企業綠色創新的抑制越強。

H2b:控制權與現金流權分離度越高,女性高管參與對企業綠色創新的促進越弱。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2010—2020年中國滬深兩市A股上市公司作為初始樣本,基于剔除金融類公司、ST、ST*公司以及相關財務數據缺失的公司,最終獲得有效樣本3753家公司,共計27679個公司—年度觀測值。

本文用于測量企業綠色創新的綠色專利數據和用于測量企業創新的專利數據均來自中國研究數據服務平臺(CNRDS),兩權分離度、CEO個人信息數據、董事會結構數據、高管層結構數據、企業特征數據等則均來自國泰安數據庫(CSMAR)。本文依據證監會《上市公司行業分類指引》(2012年修訂版)二位數行業代碼對公司所屬行業進行劃分。

為了消除異常值影響,本文對所有連續變量均進行了1%水平的Winsorize縮尾處理。

(二)變量選取與測量

1、被解釋變量

被解釋變量為企業綠色創新(IPC)。本文借鑒王珍愚等的做法,[34]以企業當年申請的綠色專利數量與當年申請的所有專利數量之比來測量企業綠色創新。其中,上市公司的創新專利申請信息來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)的創新專利數據庫(包括發明專利申請、實用新型專利申請和外觀設計專利申請),綠色專利申請信息(包括綠色發明專利申請和綠色實用新型專利申請)則來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)的綠色專利數據庫。在后續的穩健性討論中會以虛擬變量作為企業綠色創新的度量方式,以確保研究結果穩健。

2、解釋變量

解釋變量為女性高管參與(Fepro)。對此,可以用兩種方法測量。方法一是構造虛擬變量,有女性高管的企業取1,否則取0;方法二是用女性高管的人數占比,即女性高管人數除以高管總人數,來衡量女性在高管團隊中的任職情形。其中,采用方法二,不僅能夠考察企業是否存在女性高管參與對企業綠色創新的影響問題,而且能更好地判斷女性高管的參與程度對企業綠色創新的影響,比例越大,參與程度往往越高。并且,在本文研究的3753家樣本公司中,81.14%的樣本公司(3045家)均擁有至少一名女性高管。因此,本文選取方法二來衡量女性高管參與程度。[11]其中,高管包括董事會成員、總經理、副總經理、財務總監、營銷總監、技術總監等。

3、調節變量

調節變量為兩權分離度(Dev)。本文參考既有相關研究,[35][36]采用控制權與現金流權之差來衡量控股股東控制權與現金流權的分離度。

4、控制變量

有效的公司治理會推動企業綠色創新,糟糕的公司治理則會降低企業綠色創新的效率,乃至危害股東及社會,[37]而董事會及高管特征會對企業的監督效果產生重要影響,進而影響到公司治理的效果。[6]因此,本文從董事會規模(Board)、董事會獨立性(Indep)和高管團隊規模(TMnum)方面控制公司治理因素。參考齊紹洲等的研究,[38]企業綠色創新可能會受到企業規模(Size)、所有權性質(State)、盈利能力(Roa)和企業總收入(Income)的影響,為此,本文控制了這些變量的影響。而企業年齡(Age)越大,知識積累越多,企業創新的績效會更強,[39]為此,本文亦控制了企業年齡的影響。此外,參考李青原和肖澤華的研究,[40]本文還控制了管理層激勵(Share)、經營現金流(Cash)和成長性(Growth)的影響。與此同時,本文納入了年度(Year)和行業(Industry)因素的固定效應。

本文主要變量及其測量方法具體見表1。

表1 變量說明表

(三)模型構建

為了驗證女性高管參與對企業綠色創新的影響,本文構建以下模型:

IPCi,t=α0+α1Feproi,t+α2Controlsi,t+εi,t

(1)

其中,被解釋變量IPC為企業綠色創新,解釋變量Fepro被用來代表公司內部女性高管的參與度,Controls代表一系列控制變量,ε為誤差項。

為了驗證前述控制權與現金流權兩權分離度的調節作用,本文在模型(1)的基礎上加入了兩權分離度(Dev)以及兩權分離度與女性高管參與的交互項(Fepro_Dev),藉此,構建以下模型:

IPCi,t=λ0+λ1Feproi,t+λ2Devi,t+λ3Fepro_Devi,t+λ4Controlsi,t+εi,t

(2)

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果如表2所示。由表2可知:(1)企業綠色創新(IPC)的均值為0.069,表明中國上市公司對企業綠色創新的重視程度還遠遠不夠;(2)女性高管參與(Fepro)的均值為0.163,表明中國上市公司中女性高管的參與度較低、話語權較弱。

表2 主要變量的描述性統計結果

(二)相關性分析

表3展示了本文主要各變量之間的Pearson相關系數。從表3中可以看出:(1)在單變量分析的情形下,女性高管參與(Fepro)與企業綠色創新(IPC)在1%的顯著性水平上顯著負相關,說明女性高管參與會抑制企業綠色創新,本文的假設H1a得到初步驗證,但尚需后續回歸分析對此作出進一步驗證;(2)在選取的控制變量中,絕大多數都與企業綠色創新(IPC)在5%、1%的顯著性水平上顯著相關,說明本文對控制變量的選取是合適的;(3)控制變量之間的相關系數均在合理范圍之內。

表3 主要變量的Pearson相關系數及VIF值

本文進一步地作了變量的方差膨脹因子(VIF值)檢驗,發現各變量的VIF值均小于6,平均VIF值為2.01,VIF值遠遠低于經典門限值10。據此,可以認為本文構建的模型不存在嚴重的多重共線性問題。

(三)回歸結果與分析

表4報告了本文前述構建模型的實證回歸結果。表4第(1)列代表女性高管參與對企業綠色創新的影響的主效應回歸結果。從中可以看出,女性高管參與(Fepro)對企業綠色創新(IPC)的回歸系數為-0.0363,且在1%的顯著性水平上顯著,說明女性高管參與度的提高會抑制企業綠色創新,這一結果驗證了上述的假設H1a,H1b得到否定。說明女性高管參與度提高可能會在一定程度上降低高管團隊整體的風險偏好程度,從而使高管團隊整體會更偏向風險規避型的決策,進而影響到企業的風險承擔能力,由此,企業會更傾向于將資源投向回報較為穩定、成本回收周期較短的項目,而非企業綠色創新類高風險、高投資的項目。

表4 回歸結果

表4第(2)列對應模型(2)的檢驗,Fepro_Dev的系數為-0.0016,且在10%的顯著性水平上顯著。這表明控制權與現金流權的兩權分離度會正向調節女性高管參與對企業綠色創新的作用,即兩權分離度越高,女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用越強,假設H2a得到驗證。說明當控制權與現金流權兩權分離較高時,會增加控股股東侵害中小股東利益的行為傾向,因為相較于選擇高投資、高風險、回報周期長的綠色創新項目,控股股東為了保障自己的利益,更傾向于選擇短平快的投資項目,其操控的管理層會因此缺乏持續向企業綠色創新活動投資的動力,從而會強化女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用。

(四)異質性分析

相當一部分企業將創新作為一種“策略性”活動,注重創新的量而非質。[41]“高質量”發明專利被認定為實質性創新,而申請實用新型專利被視為“策略性”創新。[19]

為了比較這一異質性,本文使用綠色發明專利申請占比和綠色實用新型專利申請占比作為企業綠色專利申請占比的替代變量。本文選用發明專利申請和實用新型專利申請中綠色專利申請的占比來驗證不同專利類型受到女性高管參與影響的程度。表5為按照綠色專利類型分組后,女性高管參與對企業綠色創新的影響。結果表明:首先,女性高管參與會抑制兩類企業綠色創新專利;其次,女性高管參與對風險性更高的綠色發明專利的抑制作用更強,這可能是因為綠色發明專利的風險性更高、創新屬性更強,因此女性高管對申請綠色發明專利具有更強的規避意愿,從而會在更大程度上抑制企業綠色創新活動。

表5 專利類型的異質性

(五)內生性處理與穩健性檢驗

1、Heckman兩階段檢驗

本文參考盧建詞和姜廣省的研究,[7]將滯后兩期的同行業其他公司具有綠色經歷的CEO的比例作為工具變量,采用滯后一期的同行業其他公司的女性高管比例(Fepro_ind)作為工具變量,剔除了4050個女性高管參與(Fepro)數據缺失的觀測值。此外,為了適用Heckman兩階段估計法,此處引入女性高管虛擬變量(Fepro_dum)作為自變量,如果當年有女性高管在公司任職,則取值1,否則,取值0。表6第(1)列顯示了第一階段估計結果,女性高管比例(Fepro_ind)的估計系數顯著為正,表明滯后一期同行業其他公司的女性高管比例確實影響公司聘任女性高管的概率,表6第(2)列顯示了第二階段將企業綠色創新作為因變量的估值結果。結果顯示,在考慮了內生性問題之后,女性高管虛擬變量(Fepro_dum)的估計系數在1%的顯著性水平上仍然顯著為負,假設H1a的結論仍然成立。

2、傾向得分匹配(PSM)

本文選取的樣本為女性高管參與和企業綠色創新數據均未缺失的樣本,可能存在樣本自選擇的問題。為了排除內生性的干擾,本文采用PSM方法對樣本進行1:1的匹配,以剔除樣本間的篩選效應。具體方法如下:(1)按照企業當年是否有女性高管分成處理組和控制組,得出匹配后(Matched)的變量標準化偏差均低于10%,說明匹配后(Matched)的樣本在其他特征上都更為接近,且分析了T檢驗結果,發現匹配后大部分變量T檢驗的P值均大于10%,說明匹配后基本消除了處理組和控制組之前存在的顯著差異,從而樣本間的篩選效應得以剔除;(2)對PSM后得到的13361個公司—年度觀測值再次進行回歸,回歸結果見表7第(1)列,可以看出,在控制了企業特征之后,女性高管參與(Fepro)的回歸系數仍保持負向顯著,p<0.01,回歸系數為-0.0467,再次驗證了假設H1a。

表7 PSM模型和指標敏感性檢驗

3、指標敏感性檢驗

由于女性高管參與對高管團隊的風險偏好或企業的風險承擔能力和企業綠色創新決策的影響可能在一段時期后才能顯現,且創新專利申請存在一定的滯后性,因此,為了避免創新專利滯后給實證結果帶來的負面影響,本文將綠色專利申請量和創新專利申請量一同滯后一至三期,形成新的綠色專利申請量與創新專利申請量之比,即形成新的被解釋變量,在此過程中,分別剔除了4042個、7563個、10831個女性高管參與(Fepro)數據缺失的觀測值。表7中的第(2)列、第(3)列、第(4)列反映了將綠色專利申請量占創新專利申請量的比例滯后一期、二期、三期后所形成的新的回歸結果,女性高管參與(Fepro)與企業綠色創新的代理變量(IPC)仍在1%的置信水平上負相關,與前述結論一致。

4、變量替換和更換模型檢驗

在上述分析中,本文采用企業綠色創新專利申請數的比例來測量企業綠色創新,為了保證結果的可靠性,本文參考盧建詞和姜廣省的做法,[7]使用虛擬變量IPC0來衡量企業綠色創新。如果企業當年申請了企業綠色創新專利,則IPC0取值1,否則,取值0,并使用Logit模型檢驗。檢驗結果如表8第(1)列所示。此外,本文參考范紅忠等的做法,[42]采用虛擬變量Fepro_dum測量女性高管參與,當企業存在女性高管時,取值1,否則取值0。檢驗結果如表8第(2)列所示。檢驗結果顯示,替換解釋變量后,回歸結果與前述實證結果無實質性差異,再次驗證了假設H1a。本文還采用了Tobit模型檢驗控制模型對企業綠色創新左側截取樣本的偏誤,檢驗結果如表8第(3)列所示,假設H1a結論并未改變,進一步證明了本文主要結論比較穩健。

表8 替換變量和更換模型檢驗

五、機制檢驗

本文前述理論分析認為,女性高管參與之所以會抑制企業綠色創新,是因為女性高管風險偏好更低,影響高管團隊的風險規避傾向,進而降低企業的風險承擔能力。而風險承擔能力較高的企業的失敗容忍度更高,且更傾向于兼具高收益和高風險的企業綠色創新,以實現企業的可持續發展。作為企業戰略決策的主體,高管團隊通常要對公司的風險決策承擔難以轉移和分散的責任,[43]他們根據自身的特質進行有限理性的決策,因此企業的風險承擔能力在很大程度上取決于高管團隊的群體特征,而群體特征又不能忽視內部成員的影響。例如,海歸高管的加入有利于提升高管團隊整體風險承擔的水平,[44]而當越來越多的女性高管參與高管團隊決策時,女性高管的話語權會增強,其風險厭惡傾向會增加整個高管團隊風險厭惡情緒,進而作出不利于企業綠色創新的決策。

為了驗證高管團隊風險偏好在女性高管參與對企業綠色創新的影響中的中介機制,本文構建如下模型:

Riski,t=δ0+δ1Feproi,t+δ2Controlsi,t+εi,t

(3)

IPCi,t=γ0+γ1Feproi,t+γ2Riski,t+γ3Controls+εi,t

(4)

其中,Risk表示高管團隊風險偏好(Risk)。由于高管團隊風險偏好屬于心理特征,利用問卷等數據可能會造成一定程度的失真,因而本文選用與此相關且客觀的外在指標來衡量高管團隊風險偏好。參考以往文獻的做法,[45]本文采用資產負債率來衡量高管團隊風險偏好程度,即采用企業年末總負債占總資產的比重來衡量。根據溫忠麟等對中介效應檢驗程序的分析,[46]本文檢驗了高管團隊風險偏好的中介效應。

高管團隊風險偏好在女性高管參與對企業綠色創新的影響中發揮中介作用的回歸結果如表9所示。從表9中第(1)列可以看出,女性高管參與(Fepro)的系數為-0.0143,且在5%的顯著性水平上顯著,說明女性高管參與確實能夠顯著降低高管團隊風險偏好(Risk)。表9第(2)列展示了女性高管參與、高管團隊風險偏好與企業綠色創新的回歸結果。其中,女性高管參與的回歸系數為負,高管團隊風險偏好的回歸系數為正,并在1%的顯著性水平上顯著;第(1)列中Fepro的系數與第(2)列中Risk的系數乘積為負數,與第(2)列Fepro的系數同號。在使用更為嚴格的Sobel檢驗后,Sobel檢驗Z統計量為-2.250,且p<0.05,由此推斷,存在顯著中介效應,表現為部分中介作用。此外,為保證中介效應結果的穩健性,本文參考范紅忠等的做法,[42]采用虛擬變量測量女性高管參與。當女性高管人數為0時,Fepro_dum取0,當女性高管人數大于0時,Fepro_dum取1。檢驗結果如表9第(3)列、第(4)列所示,結論不變。

表9 機制檢驗結果

六、進一步研究

(一)考察女性高管平均受教育水平的影響

前文基于高階梯隊理論,認為女性高管具有更強烈的風險規避意識,更傾向于作出保守的決策,從而會對高風險的企業綠色創新活動產生負面影響,且前文結果已證實了這一判斷。但女性高管之間仍存在著個體的差異,特別是在人力資本方面存在差異。作為個人的認知能力、信息搜集處理能力、分析能力以及解決問題的能力等,個人的人力資本儲備能夠為企業有效的經營管理提供支持。[47]已有研究表明,高管團隊成員的受教育程度越高、學歷水平越高,創新創造能力更強,有助于企業實施創新戰略。[48]同樣地,女性高管在接受到更高等教育的情形下,會對企業綠色創新的風險、收益及意義具有更深刻的理解與判斷,從而會作出更有利于企業可持續發展的決策,亦更有意愿推動企業實施綠色創新戰略、開展企業綠色創新活動。為此,借鑒吳成頌和田雨霽的研究,[49]用女性高管成員學歷賦值之和占團隊中女性高管總人數的比例來衡量高管團隊中女性高管平均受教育水平(中專及中專以下取1,大專取2,本科取3,碩士研究生取4,博士研究生取5),在剔除了14092個不含女性高管受教育水平信息的公司—年度觀測值后,將樣本按照女性高管平均受教育水平的中位數分為低學歷水平和高學歷水平,藉此對模型(1)進行分組回歸,探討在不同受教育水平下,女性高管參與對企業綠色創新的影響。

表10中的第(1)列和第(2)列報告了按女性高管平均受教育水平高低進行分組的檢驗結果。其中,第(1)列中女性高管參與(Fepro)的系數顯著為負,第(2)列中女性高管參與(Fepro)的系數為負,其絕對值小于第(1)列中女性高管參與(Fepro)的系數的絕對值,但并不顯著。這表明,當女性高管平均受教育水平較低時,女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用更顯著。究其原因,女性高管受教育程度的提升使她們在面對企業綠色創新活動時,能夠更加全面和理性的思考,并更好地衡量風險與收益,從而能夠緩解女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用。

表10 進一步研究結果

(二)考察企業產權性質的影響

國有企業的創新投資主要來源于政府補助,政府的“支持之手”會在一定程度上削弱競爭對國有企業的沖擊,而企業綠色創新是一項高風險的創新活動,需要投入大量資金,但卻不能保證回報,風險較大,因此財政補貼會在一定程度上降低國有企業綠色創新的負擔與顧慮。[50]并且,國有企業在追求利益的同時,亦承擔著更多的社會責任與政治目標,因此更有可能支持符合國家與社會可持續發展的企業綠色創新,女性高管對企業綠色創新的抑制作用會削弱。相反,民營企業獲得的政府補助較少,面臨的競爭環境更加惡劣,資金發展的壓力較大,往往會因為企業綠色創新的高風險而瞻前顧后,實施企業綠色創新戰略的意愿相對較低,女性高管對企業綠色創新的抑制作用亦相較于在國有企業中會更強。

基于此,本文將企業的產權性質劃分成國有企業和民營企業,并對模型(1)進行分組回歸,結果如表10中第(3)列和第(4)列所示。其中,第(3)列、第(4)列中女性高管參與(Fepro)的系數分別在5%、1%的顯著性水平上顯著為負,前者的絕對值(0.0276)小于后者的絕對值(0.0365),說明女性高管對企業綠色創新的抑制作用在國有企業中比在民營企業中弱。

(三)考察地域發展程度的影響

中國經濟長期以來呈現出區域發展不平衡的特點。東部沿海地區具備臨海優勢,交通便利,商貿往來活動更為頻繁,與外界交流機會更多,研發能力更強,從而導致經濟發展程度相對更高,思想亦更為開放,企業更樂意通過創新來提升競爭優勢,創新能力較強。而內陸地區因地形地勢等原因,與外界溝通相對不便利,技術基礎相對薄弱,資金相對匱乏,發展相對落后,創新能力相對較弱,對待創新亦相對保守。因此,在面對企業綠色創新時,沿海地區的企業往往更容易接納這一新事物,并更愿意實施企業綠色創新行為來謀求自身的發展,在此情形下,可能會減緩女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用。而且,受社會文化環境的影響,身處沿海企業中的女性高管往往更有可能擁有開放的思想、包容的觀點以及對風險的承擔能力,[51]其對企業綠色創新的排斥程度會較在內陸企業中更低。基于此,本文參考徐文玉的做法,[52]將中國34個省級區域按照地理位置進行劃分,天津、遼寧、山東、河北、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、廣西和海南為沿海地區,其余省級區域為內陸地區。其中,由于西藏數據不可得,港澳臺數據缺失嚴重,本文不將這些區域納入考察范圍。

基于企業所在省份,將樣本劃分為沿海和內陸地區,本文對模型(1)進行分組回歸,結果如表10中第(5)列和第(6)列所示。其中,第(5)列、第(6)列中的女性高管參與(Fepro)的系數均在1%的顯著性水平上顯著為負,前者的絕對值(0.0313)小于后者的絕對值(0.0451),說明女性高管對企業綠色創新的抑制作用在沿海企業中比在內陸企業中弱。

(四)考察管理層權力的影響

當公司治理結構不完善時,股東對管理層的監督效應下降,管理層權力得以擴張,管理層有機會和能力按照自身的利益行事。[53]兩職合一是影響管理層權力的重要因素之一。當董事長與總經理兩職合一時,所涉管理層通常會背負更高的期望和具備更強的風險偏好來推動企業創新活動。[54]此外,高層執行人員的權力過度膨脹,公司更有可能出現“一言堂”現象,女性高層影響力存在被削弱的可能。[55]因此,在進行企業綠色創新決策時,女性高管的話語權可能被削弱,進而使得其對企業綠色創新的抑制作用被削減。

基于此,本文以是否存在兩職合一為標準,在剔除了14462個不含兩職合一與否信息的公司—年度觀測值后,將企業劃分成兩類,并對模型(1)進行分組回歸,結果如表10第(7)列和第(8)列所示。其中,第(7)列中女性高管參與(Fepro)的系數為-0.0265,但并不顯著;第(8)列中女性高管參與(Fepro)的系數為-0.0379,在1%的顯著性水平上顯著,說明當董事長與總經理兩職合一時,女性高管對企業綠色創新的抑制作用并不顯著,當董事長與總經理兩職分離時,女性高管對企業綠色創新的抑制作用更強。

七、結論與啟示

在“碳達峰、碳中和”戰略背景下,中國企業綠色創新近年來已成為研究的熱點。但以往的研究大多關注外部政策規制帶來的影響,相對較少關注高管特質,特別是高管性別對企業綠色創新的影響。田丹和于奇的研究指出,女性高管參與對國有企業的綠色創新起到促進作用,在民營企業中則不明顯。[56]但其基于的樣本僅限于2011—2014年上海證券交易所上市的重污染行業A股上市公司,時間跨度短,行業限制大,結論相對來說不具備普遍性。為了彌補這一研究或此類研究的不足,本文基于高階梯隊理論和委托代理理論,采用2010—2020年中國滬深兩市A股非金融類上市公司的數據,對實證模型進行回歸。研究發現,女性高管參與對企業綠色創新存在抑制作用,在控制了可能的內生性問題以及進行相關穩健性檢驗之后,該結果依然穩健,而控制權與現金流權分離程度的增加會強化女性高管參與對企業綠色創新的這一負面影響。異質性分析發現,相較于申請綠色實用新型專利,女性高管參與對申請“實質性創新”專利的抑制作用更明顯。機制檢驗表明,高管團隊風險偏好在女性高管參與對企業綠色創新的負面影響中發揮部分中介作用。進一步研究發現,在女性高管平均受教育水平較低、民營產權性質、位于內陸地區、兩職分離的企業中,女性高管參與對企業綠色創新的抑制作用更為顯著。

本文獲得下述啟示:(1)在聘用高學歷女性高管人才、強化女性在公司經營決策過程中的地位和作用的同時,企業亦應進一步通過設計企業綠色創新激勵政策和機制,減輕女性高管對企業綠色創新風險性的顧慮,培育女性高管的綠色創新意識和綠色管理技能,進而更好地服務于企業綠色創新戰略。(2)企業要優化領導權結構設計和加強股權結構頂層設計。一方面,企業要考慮到兩職合一的CEO是綠色創新的推動者,設計合理的領導權結構,更好地發揮CEO的自主權,增加CEO推動實施企業綠色創新的動力;另一方面,企業應改變股權集中、一股獨大的所有權結構,建立相互監督又高效運行的內部治理體系,盡可能避免控股股東為一己私利而阻礙企業實施綠色創新的現象。(3)政府要加快構建企業綠色創新體系,塑造良好的企業綠色創新環境,在深化女性高管對企業綠色創新的認知的同時,減輕企業實施綠色創新行為需承擔的風險,從而使女性高管能夠在推動企業綠色創新方面充分發揮積極作用。