■ 杨先
中国科学院大学经济与管理学院 北京 100190
2015 年10 月召开的十八届五中全会提出“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念，把创新和绿色摆在一个非常突出的位置。并且习近平总书记多次强调：“我们既要绿水青山，也要金山银山。宁要绿水青山，不要金山银山，而且绿水青山就是金山银山。”2023年11月17日，习近平总书记在亚太经合组织第三十次领导人非正式会议上的讲话中指出“加快推动发展方式绿色低碳转型，协同推进降碳、减污、扩绿、增长”。为了实现经济与环境协同共进，今年来我国大力实施绿色创新战略，将绿色创新战略作为解决环境问题的根本之策[1]。对于绿色创新的研究可以追溯到上世纪90年代，主要是指绿色技术创新。绿色技术是指降低能源和原材料的消耗、减少污染类型的技术[2]。绿色创新不仅体现创新的经济效应，而且还强调与生态效应相统一，如何推动绿色创新是绿色发展中亟待解决的问题。
在影响绿色创新的因素研究中，通常会把环境规制因素作为重点考虑因素，比如：采用环境强度来衡量环境制度研究对企业绿色创新的影响[2][3]。但是鲜有文献考虑到企业高管相关背景对于企业绿色创新的影响，企业高管的相关经历会对企业的决策和绩效产生重要影响。企业高管绿色背景意味企业高管拥有绿色、可持续、环保相关的专业学习、项目以及工作等经历[4]，也意味着将稀缺的注意力投入到企业可持续发展问题上来，从而可能对企业绿色创新产生促进作用。在异质性分析方面，由于国有企业和重污染企业受到政策规范程度比较大，故是否国有企业和是否重污染行业企业为重要考虑的情景因素。基于此，本研究以上市企业为研究对象，构建双向固定效应模型，分析企业的异质性，来研究企业高管环保背景对于企业绿色创新的影响。
本研究的边际贡献：（1）研究企业高管环保背景能否对企业绿色创新产生影响，是不是企业具有环保背景的高管越多那么企业绿色创新的程度就越高；
（2）由于重污染行业企业和国企自身绿色创新驱动力比较强，绿色创新与高管环保背景可能相关性不大，高管环保背景对于企业绿色创新只会在非国企和非重污染行业企业发挥作用；
（3）进一步丰富高层梯队理论和烙印理论，为政府机关制定企业可持续政策和企业实施绿色化战略提供指导意义。
1.1 企业高管背景相关研究
根据高层梯队理论，企业高层会根据自己的价值观和经验等特征对企业经营和绩效产生影响[5]。烙印理论探讨了企业绩效改变的背后原因，起源于生物学，在特定环境中会存在“敏感期”，在敏感期会形成适应环境的“印记”，这些印记会产生惯性并对主体产生持续的影响,最早引入组织研究是组织的成立初期如何影响组织结构[6]。基于高层梯队理论和烙印理论，企业高管团队特征会对企业的决策和绩效产生重要影响，例如：高管团队信息技术背景、年龄、教育背景、职业背景、海外经历会对数字化战略决策和推进企业数字化转型程度产生影响[7][8][9][10]。CEO 金融背景通过提升自信程度和缓解融资约束推进实体企业金融化[11]；
高管学术经历能够降低企业债务融资成本[12]。拥有贫困经历高管的企业会提升其所在企业的慈善捐赠水平[13]。高管的政府背景更有利于获取政治资源和贷款从而使其对公司价值产生影响[14]。CEO 职业经历越丰富，那么在行为决策上越会表现出强烈的风险偏好倾向，从而促进企业创新水平[15]。除此之外，还有企业高管的财务经历[16]、从军经历[17]、家乡任职经历[18]会对企业金融策略、绿色创新等绩效产生影响。
1.2 企业高管环保背景与企业绿色创新的关系
高管的环保背景可能会对企业绩效产生影响，一方面具有环保背景的企业高管对企业绿色创新具有更加高的认知能力，更能推动企业绿色创新。公司高层对于企业可持续发展的决策在很大程度上取决于企业高管对于绿色发展的关注程度[5]。具有环保背景的企业高管具有更高的道德标准和社会责任感，关注企业的可持续问题，将企业更多资源投入到企业绿色发展上面。企业绿色创新强调创新的可持续性[3]，与绿色化发展高度相关。具有环保意识的高管更能将外界环境规制和绿色化产品需求识别为企业发展的机会，使企业经营往绿色化模式发展。高管具有环保经历，更加熟悉可持续发展的行动，具有更强的意识促进企业可持续发展，更加能够意识到开发绿色产品和采用绿色技术的好处，那么更能意识到绿色创新的重要性。
另一方面具有环保背景的高管更加具有资源获取能力推动企业绿色创新。根据社会资本理论，个人通过他们的成员身份在社会结构中获取稀缺资源的能力，那么具有环保背景的高管根据自身过往经历更加具备获取绿色资源的能力。根据市场信号理论，环保背景的企业高管向外界传递了环保信号。绿色创新涉及大量投资，那么企业绿色创新就需要企业获取资源，能实施绿色创新战略并及时将其转化为绿色专利成果，更加有利于企业获得资金投入[19]。投资人受到道德约束影响，会把资金投入到绿色创新程度高的企业[20]，企业聘请环保背景高管越多越能吸引绿色投资者的进入[4]。同时，企业聘请环保背景高管顺应了政府环保政策发展目标，政府更愿意将资源投入到环保背景高管所在企业。
顺应过往研究，我们的研究提出相应的理论假设：H1：高管环保背景能够促进企业绿色创新。
1.3 企业高管环保背景的异质性分析
根据高层梯队理论，企业管理者会根据自己所处的特定环境来制定策略。是否国企在公司治理以及公司的许多方面存在很多差异[21]，国有产权的实际控制权属于政府部门，也意味着政府部门有着极其集中的控制权[22]。
国有企业的负责人主要是由政府任命[23]，那么国有企业在制定策略时，规范约束比较强，会更加考虑政府绿色化转型政策。在企业高管团队的权力分配上，国有企业与非国有企业也存在着明显区别[24]。由于重污染行业企业往往更能受到国家政策关注，面临更大的环境规制和约束[25]，重污染行业企业对绿色创新的意愿和动力可能更强[1]。因此企业所有制性质和是否重污染行业的异质性是本文所要重要考虑的情景。
企业所有制的异质性。一方面，我国国有企业比民有企业占据更好的发展优势[3][26]，政府会向国有企业投入更多的资源，例如国有企业相对于非国有企业会获得更多补贴。国有企业获取资源能力更强，也自然会使用更多资源投入到企业绿色创新之中；
另外一方面，国有企业具有更强的谈判能力，聘任具有环保背景的高管是为了树立企业良好形象，从而具有环保背景的高管并不会推动企业绿色化发展[4]。国有企业更能获取经济资源，受到环境制度约束的程度更大，国有企业自身更能够推动企业绿色化发展。因此，本研究提出第二个假设：
H2：高管环保背景在促进企业绿色创新中，非国有企业比国有企业发挥的作用更强。
企业是否属于重污染行业的异质性。企业的绿色创新与所处行业是否属于重污染行业密切相关[27]，重污染行业企业受到政府政策约束比较多，在环保问题上受到政府关注比较大。重污染行业企业为了缓解金融约束和合法性压力，重污染企业更加倾向于实施绿色创新战略[3]。因此，本研究提出第三个假设：
H3：高管环保背景在促进企业绿色创新中，非重污染行业企业比重污染行业企业发挥的作用更强。
2.1 样本选取与数据
本研究采选用2011～2021年A 股上市企业数据进行实证分析，高管环保背景数据借鉴王辉等[4]方法来测算上市企业高管环保背景状况，通过文本分析企业高管简历来判断企业高管是否具有环保背景，如果相关企业高管简历中包含 “清洁能源”“环境”“环保”“新能源”“生态”“低碳”“可 持 续”“节能”“绿 色”等关键词的样本，那么该企业高管为具有环保背景高管。根据企业相关职责岗位，选取董事长、副董事长、总裁、总经理、以及副总经理为企业高管样本。企业绿色创新程度用企业当年独立申请绿色专利数作为替代变量，该数据来源于国泰安数据库、CNRDS 数据库、wind 数据库，其余数据来源于国泰安数据库。
为了保证回归结果的准确性，对数据进行常规化处理：一是去掉金融类、ST企业和数据缺失的样本；
二是对连续变量上下1%的缩尾处理。
2.2 模型设定
环保背景高管是否能够促进企业绿色创新，为探讨高管环保背景对企业绿色创新的影响。参考研究企业绿色创新的影响因素相关文献，采用当期绿色专利数据当作被解释变量[2][28]，本研究构建如下模型：
其中，被解释变量Patenti,t表示企业i 在t 年绿色创新程度，核心解释变量是Epddumi,t和Epdi,t,Epddumi,t表示i企业在t 年有无环保背景高管，Epdi,t表示i 企业在t 年高管环保背景程度的代理变量,Epd 是环保背景英文首字母的缩写，Controls 表示控制变量集合。ε是指时间固定效应，σ表示企业固定效应，ui,t为随机扰动项。
被解释变量：企业绿色创新程度。企业绿色专利申请数量通常代表着企业绿色技术创新方案已经成熟，研究通常采用绿色专利申请数量衡量企业绿色创新程度[2][3][28][29]。本研究采用当期上市公司独立申请的绿色专利数(绿色发明专利和绿色实用新型专利)作为企业绿色创新程度的代理变量，并且加1取对数，记为Patent。
核心解释变量：高管环保背景。参照王辉等[4]衡量高管环保背景方法，本文采用是否聘任环保背景高管（Epddum）和聘任环保背景高管的程度（Epd）作为核心解释变量，前者为虚拟变量，如果企业当年聘请环保背景高管则为1，否则为0；
后者为企业聘请高管环保背景的程度，企业当年聘请环保背景高管数量加1取对数。
其他控制变量：公司规模（Size）、公司年龄（FirmAge）、资产负债率(Lev)、总资净利润(ROA)、现金流比(Cashfow)、董事人数(Board)、独立董事比例(Indep)、第一大股东持股比例(Top1)、两职合一(Dual)、是否国企(SOE)会对企业的绩效产生影响，把以上变量当做本研究的控制变量。时间跨度为2011～2021年。
主要描述性统计如表1。
表1 描述性统计
3.1 高管环保背景对企业绿色创新的影响
如表2所示，第（1）列是有无环保背景高管对企业绿色创新影响的基准结果，结果表明在其他因素不变条件下，高管环保背景对绿色创新的影响系数为0.026，通过了显著性检验。换言之，高管环保背景对企业绿色创新具有促进作用。第（2）列是高管环保背景对企业绿色创新的基准结果，结果表明在其他因素不变条件下，高管环保背景对绿色创新的影响系数为0.0356，通过了显著性检验。换言之，高管环保背景对企业绿色创新具有促进作用，企业具有环保背景的高管越多企业绿色创新程度就越大，从而验证了研究假说H1。
表2 基准回归结果
3.2 高管环保背景对企业绿色创新的影响的异质性分析
如表2 回归所示，本文检验不同所有制企业高管环保背景对于绿色创新的影响。（3）至（4）列是非国有企业聘任环保北京企业高管对于绿色创新的影响，（5）至（6）列是国有企业高管环保背景对于企业绿色创新的影响。从第（3）列可得，在对非国有企业数据进行回归中，有无高管环保背景（Epdum）对企业绿色创新的影响系数为0.05，并且在1%水平下显著。从第（4）列可得，在对非国有企业数据进行回归中高管环保背景(Epd)对企业绿色创新的影响系数为0.0612，并且在1%水平下显著；
从（5）和（6）列得知在国有企业中，有无高管环保背景（Epddum）和高管环保背景（Epd）对企业绿色创新的影响系数分别为-0.00168 和0.0082，并且都不显著。由上可得，通过分组，高管环保背景在促进企业绿色创新中，在非国有企业的作用更明显，验证了研究假设H2。
如表2 回归所示，本研究检验是否重污染行业企业高管环保背景对企业绿色创新的影响。第（7）列和第（8）列是非重污染行业企业高管环保背景对企业绿色创新影响的实证结果，第（7）列是非重污染行业企业有无高管环保背景对企业绿色创新的影响，系数为0.0352 且在5%水平下显著；
第（8）列为非重污染行业企业高管环保背景程度对企业绿色创新影响的实证结果，系数为0.0533 且在5%水平下显著。以上表明，在非重污染行业企业中，企业高管环保背景促进企业绿色创新。第（9）列和第（10）列是重污染行业企业高管环保背景对企业绿色创新影响的实证结果，重污染行业企业对企业绿色创新影响的回归系数为负且不显著。由上可得，高管环保背景在促进企业绿色创新的过程中，只在非重污染行业企业发挥作用，重污染行业企业绿色创新与企业高管的环保背景没有太大关系。因此验证了研究假设H3。
3.3 滞后效应检验：高管环保背景的时滞性分析
考虑到高管制定政策会从长期出发，企业的政策实施会对企业产生持续影响。参考王馨等[27]、he 等[30]的做法，本研究选取t+1期和t+2期的企业申请绿色专利数量进行考察，通过高管环保背景对于企业绿色创新的滞后期进行实证检验。
表3 回归结果，表明高管环保背景对企业绿色创新滞后期的影响。第（1）列是高管环保背景对企业绿色创新未来第1年的影响，系数为正，且通过显著性检验。表明高管环保背景对于企业绿色创新的影响，企业高层在制定政策后，会产生比较长的时间影响，考虑到高管环保背景对于企业绿色创新会产生长期影响。
表3 时滞性分析回归结果
3.4 稳健性检验：绿色专利的衡量范围是否影响高管绿色背景的作用机制
更换被解释变量。在替换被解释变量方面，理由与上文类似。企业绿色专利申请数量通常代表着企业绿色技术创新方案已经成熟，研究通常采用绿色专利申请数量衡量企业绿色创新程度[2][3][27]。参考靳毓等[1]方法将企业独立申请绿色专利数量和联合申请绿色专利数量作为两个衡量企业绿色创新程度的代理变量，本研究采用当期上市公司联合申请的绿色专利数量(绿色发明专和绿色实用新型专利)作为企业绿色创新的代理变量，并且加1取对数，记为P1。数据来自CSMAR 数据库，时间跨度为2011～2021 年。表4 第（1）列回归结果表示，有无高管环保背景对企业绿色创新产生影响；
表4第（2）列回归结果表示，高管环保背景能够促进企业绿色创新。
表4 稳健性检验
3.5 内生性检验：高管环保背景促进企业绿色创新的内生机制分析
不考虑到企业管环保背景对企业绿色创新的影响会存在内生性。绿色创新程度高的企业，为了寻求企业可持续发展，会聘任环保背景高管参与到企业管理之中，故高管环保背景与企业绿色创新之间可能存在反向因果关系。
参考相关文献，通常会把同行业其他公司高管相关经历均值作为工具变量，用同行业高管经历上一期的均值对该企业当年高管相关背景产生影响。比如：卢建词等[3]将同行业前两期其他公司企业高管绿色经历作为工具变量；
周楷唐等[13]将同行业其他企业前一期学术经历均值作为工具变量。
本研究将同行业其他企业高管环保背景比例均值作为工具变量（Instrumental Variable, IV），因为考虑到同行业其他企业高管环保背景均值会影响企业聘请环保背景高管决策，不会对企业绿色创新水平产生影响，所以满足外生性和相关性的条件。
表5是工具变量检验对企业绿色创新的实证检验结果。第（1）列和第（3）列为第一阶段回归结果，回归系数分别是1.831 和2.57，显著为正，表明该企业所在行业环保背景均值比例与企业高管环保背景呈显著正相关关系，工具变量具有相关性。第一阶段F值分别为249.8和233.8，大于经验值10。不可识别检验Kleibergen-Paap rk LM 统计量和弱工具变量检验Cragg-Donald Wald F统计量都大于Stock-Yogo 弱工具变量10%偏误水平下的临界值16.38，拒绝原假设，则说明不存在弱工具变量问题。第（2）列和第（4）列是第二阶段回归结果，在2SLS估计下，系数分别为0.922 和0.656，通过了显著性检验。上述检验表明，本文选取的工具变量合理可靠，说明企业高管环保背景对企业绿色创新有正向促进作用，假设1仍然成立。
表5 内生性检验
本研究以上市企业2011～2021 年的29686 个样本，实证检验了高管环保背景对于企业绿色创新的影响，并将研究样本进行分组进一步探索高管环保背景对企业绿色创新的影响。研究结果表明：（1）有无高管环保背景会对企业绿色创新产生影响，企业聘任高管人数越多越有利于推动企业绿色创新；
（2）企业高管环保背景对企业绿色创新的促进作用只会在非国企和非重污染行业企业发挥作用，在国企和重污染行业企业不会发挥作用；
（3）企业高管环保背景凸显了企业决策层的“环保”能力，具有更强的认知和资源获取能力推动企业绿色创新。
本研究基于以上结论提出以下政策建议：（1）政府要采取积极的措施推动企业绿色创新。要推动企业绿色化发展，增强其创新能力，政府要对非国企和非重污染行业企业要加大政策规范力度，对国企和和非重污染行业企业的高管要增加环保培训力度，使其高管具有更强的绿色化转型能力；
（2）企业要增强高管的环保意识和经历。企业要促进其绿色创新，一方面可以聘任一定数量的环保背景人才担任企业高管，另一方面企业可以对高管组织环保培训学习，增加企业高管的绿色创新意识和能力。