管理层能力、绿色创新与企业可持续发展——基于我国制造业上市公司面板数据

罗韵轩（副教授/博士后）牛嘉

（上海海事大学经济管理学院 上海 201306）

一、引言

“碳达峰”“碳中和”目标的提出对各产业实现绿色低碳转型提出了迫切要求。制造业作为我国的支柱产业，在促进经济持续增长的同时，高耗能、高排放致使生态环境急剧恶化。《中国制造2025》行动纲领强调，建设制造强国要坚持可持续发展，将绿色发展作为基本方针，大力推广清洁环保技术，构建绿色、循环、高效的制造体系。绿色创新的核心追求是实现绿色发展，从产品、工艺和技术方面不断创新，降低污染物的排放和能源资源的消耗，以达到提高资源的利用效率、减少对生态环境破坏的目的。李维安等［1］认为，绿色技术创新结合了“绿色”与“创新”两种发展理念，为实现绿色发展目标提供主要动力，在推动绿色产业升级、攻克传统产业转型难题、优化生产模式、降低资源耗费力度、防污治污工作等方面发挥着重要作用。绿色创新是实现绿色发展的源泉所在，对于制造业企业和生态环境的可持续发展具有重要意义。

基于资源基础观，企业的绿色创新侧重于控制排放、减少污染［2］，在生产运营中将有限资源集中用于技术研发、末端环境治理［3］，降低企业经营活动对环境的负面影响，提升企业环境绩效，被认为是处理环境问题的关键。Marin［4］研究发现，企业绿色创新能够间接节约成本、提高企业收益。绿色创新对于增强企业绿色形象［5］、提高绿色声誉、缓解融资压力［6］、促进企业财务绩效［7］、提升企业价值［8］发挥了重要作用。企业绿色创新的过程中，在工艺、产品上塑造的差异化优势［9］，可以强化市场竞争地位［10］、获得较高市场评价、提升企业的竞争能力［11］。纵观已有研究，关于绿色创新经济后果的研究主要围绕财务绩效、环境绩效、企业竞争力展开，探讨绿色创新对企业可持续发展能力的影响的文献不多，并且绿色创新如何影响企业可持续发展，需要进一步讨论分析。

二、理论分析与研究假设

根据熊彼特理论，绿色创新体现在资源配置和组织创新上，有效提高了现有资源的产出，减轻环境负荷，是实现企业可持续发展的关键所在。环境规制政策的实施为绿色创新市场的发展指明了方向，充分肯定了绿色创新对企业实现长远发展的重要性和价值性。绿色创新推动企业创造新的业务，抓住绿色机会，拓展绿色环保市场，增强了企业的绿色产品竞争优势［12］。相比传统创新，绿色创新注重企业创新与环境责任的结合，有助于提升企业的绿色形象，通过影响消费者选择和提高消费者品牌忠诚度来帮助企业吸引更多的客户，推动企业销售业绩的增长，最终实现企业经济利益与绿色发展的协同并进［13］。武力超等［14］认为，企业绿色创新改善了生产工艺，降低了单位生产成本，提高了产品循环利用率和生产效率，为企业创造出了更多的利润。此外，企业也可通过在市场上转让绿色创新技术增加额外的收益。企业实现可持续发展需要大量的资金支持，在当今社会，投资者会把环境行为作为评价企业的标准之一，他们最关心的是能否获得更高的未来回报，他们认为拥有较强的绿色创新能力的企业，同时也会具备提升企业业绩和价值的潜力，从而会选择为企业提供各种金融资源［15］。所以在资本市场中，企业借助绿色创新活动向市场释放利好的信号，能够缓解投资者与企业之间的信息不对称程度，从而赢得投资者青睐。随着环保意识的日益增强，企业绿色创新在初期研发阶段需要投入较多的成本，对企业绩效的影响可能无法立竿见影，但是从长远来看，绿色创新活动符合政府和社会的期望，且易得到利益相关者的支持，由此引发的创新补偿效应有助于增强企业的可持续发展能力。基于此，本文提出假设1：

假设1：绿色创新与企业可持续发展能力呈显著正相关关系。

现代企业经营权与所有权的分离，致使管理层拥有较大的权力，根据高层梯队理论，管理者的特质会影响到企业的经营管理和战略决策，作为管理者重要特质的管理层能力，直接关系到企业未来的发展。在严格的环境规制下，不同的管理者对政策的解读也会存在差异，管理层能力较强的企业基于道德伦理［16］，会表现出主动支持的态度，积极承担环保责任，推进绿色创新进程。能力较强的管理层具有长远战略眼光［17］，他们认为企业进行绿色创新活动，一方面可以吸引大量的客户和消费者，抢占市场资源，提高销售业绩，另一方面绿色创新活动有助于减少碳排放，助力“双碳”目标的实现。在众多竞争企业中，成为绿色环保行动的典范，有助于提升企业的绿色形象，获得社会各界的称赞，促进企业的可持续发展。拥有较强能力的管理层，会更乐意追求创新，尽管创新意味着较高的风险，如果失败，势必会对管理层造成严重的负面影响，但是能力越强的管理层，越会表现出足够的自信心，他们愿意选择享受高风险项目产生的高收益，会更倾向于开展创新活动［18］。由于绿色创新周期性较长，能力较强的管理层在创新过程中会投入更多耐心和精力，并激励员工参与其中，让员工认识到绿色创新的重要性并肩负起环境保护的责任［19］，这样做有利于提高绿色创新成功的可能性，推动企业的可持续发展。由此本文提出假设2：

假设2：管理层能力能够强化绿色创新与企业可持续发展之间的相关性。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源。本文选取2011—2020年沪深A股制造业上市企业为初始研究样本，为了提高数据的有效性以及研究结果的科学性，剔除ST公司及数据缺失的样本。经筛选，最终得到9 063个样本观测值。研究中所使用的财务数据来源于CSMAR数据库和同花顺数据库，绿色专利数据来源于CNRDS数据库。数据包络分析（DEA）采用DEA-solver13软件分析处理，其他数据的统计及处理采用Excel和Stata16软件。

（二）变量定义。

1.企业可持续发展。已有的文献中，范霍恩可持续增长模型得到了广泛的认可，关于企业可持续发展能力的衡量，本文借鉴杨旭东等［20］的研究方法，且遵循范霍恩可持续发展静态模型构建了可持续发展能力指标。

2.绿色创新。关于绿色创新，本文借鉴齐绍州等［21］和Wurlod［22］的研究方法，将绿色专利申请量作为绿色创新的衡量标准。

3.管理层能力。目前衡量管理层能力的方法有多种，其中Demerjian［17］采用数据包络分析（DEA）结合Tobit模型来测算管理层能力的研究方法应用较广泛，可信度较高，因此本文借鉴了这种方法，具体步骤如下：

第一步，通过数据包络分析CRR模型测算企业生产效率（θ），选取营业收入（Sales）作为产出变量，选取固定资产净额（PPE）、无形资产净额（Intan）、销售与管理费用（SG&A）、研发支出（R&D）、营业成本（Cost）、商誉（Goodwill）作为投入变量，进而估算得出企业生产效率，公式如下：

第二步，由于上式中所计算得出的生产效率同时受到企业和管理层的双重影响，需要进一步利用Tobit模型将二者分离，为此本文选取企业规模（Size）、自由现金流量（FCF）、多元化经营（HHI）、市场份额（Ms）、成立年限（Age）和是否有海外子公司（FC），运用回归模型得到的残差ε测度企业管理层能力：

4.控制变量。根据已有的研究成果，本文选取企业规模、企业风险、资产负债率、企业上市年限、托宾Q值、成长能力、现金流比率、总资产周转率、研发强度作为控制变量。

各变量具体释义见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建。本文构建模型（1）来检验假设1，即绿色创新对企业可持续发展的影响。为了进一步考察管理层能力对绿色创新的调节作用，以及对企业可持续发展的影响，本文在上述回归模型的基础上加入管理层能力与绿色创新的交互项，构建模型（2）和模型（3）来检验假设2。

四、实证分析

（一）描述性统计。表2报告了研究变量的描述性统计结果，在9 063个观测样本中，企业可持续发展能力的最大值为0.277，最小值为-0.027，平均值为0.055，表明制造业上市公司的可持续发展能力普遍较低，有待进一步提升。管理层能力的最大值为0.518，最小值为-0.214，表明各上市公司之间的管理层能力水平差异较大。在绿色创新方面，最大值为4.127，最小值为0，可以看出各上市公司之间的绿色创新能力有所差异，且对绿色创新的重视程度有所不同。

表2 变量描述性统计

（二）相关性分析。表3列出了主要变量的Pearson相关系数分布，绿色创新与企业可持续发展能力的相关系数为0.438，且在1%的水平上显著，说明绿色创新与企业可持续发展存在正相关关系，初步验证了H1。管理层能力与企业可持续发展能力的相关系数为0.325，并通过了1%的显著性水平检验，在一定程度上支持了H2。

表3 变量Pearson相关系数矩阵

（三）回归分析。表4的模型（1）报告了绿色创新对企业可持续发展影响的实证检验结果。研究发现，绿色创新和企业可持续发展在1%的水平上显著正相关，即绿色创新可以有效促进企业的可持续发展，假设1得到验证。企业投资者会倾向于支持绿色创新活动较多的企业；员工会认为绿色创新能力较强的企业能够提供更多资源上的支持；顾客则偏爱于经营状态较为稳定且履行社会责任的企业；政府会为绿色创新水平高的企业提供高额补贴［23］。因此，绿色创新符合了利益相关者的诉求，有助于提升企业的可持续发展能力。

为了进一步检验管理层能力对绿色创新与企业可持续发展的影响，本文在模型（3）中加入了管理层能力与绿色创新的交乘项GI*MA，回归结果如表4所示。模型（2）显示管理层能力与企业可持续发展水平显著正相关。从模型（3）可以发现，管理层能力和绿色创新交乘项的系数为0.047，在1%的水平上显著，且模型（3）调整后的R2（0.429）高于模型（1）调整后的R2（0.384），这表明管理层能力能够正向调节绿色创新与企业可持续发展的关系，假设2得到验证，即较强的管理层能力有助于提高企业绿色创新成功的概率，推动企业的可持续发展。

表4 基础回归结果

五、进一步分析

（一）影响机制分析。

1.绿色创新、企业声誉与企业可持续发展。企业绿色创新行为对企业声誉有积极作用，良好的声誉有助于获得利益相关者的信任，提高企业价值［24］。从消费者角度来看，企业声誉意味着企业产品和服务的质量，相比之下，声誉好的企业享有品牌优势，能够得到外部更多的资源，从而带动企业业绩。良好的声誉有利于绿色创新的正外部性内部化［25］，对企业经济的可持续发展具有重要意义。因此，可以初步推断，企业声誉在绿色创新影响企业可持续发展的过程中起到中介作用。本文参照温忠麟等［26］的中介检验模型来检验企业声誉是否在绿色创新与企业可持续发展之间发挥中介作用，并构建了以下模型：

其中，RE代表企业声誉。本文参考甄红线等［27］的研究，从消费者、债权人、股东、企业和社会的角度选取了13个企业声誉评价指标，其中，消费者和社会角度的指标包括企业资产、主营业务收入、净利润、总资产收益率和主营业务收入市场占有率，债权人角度的指标包括资产负债率、流动比率、长期负债比率，股东角度的指标包括每股收益、每股股利和是否为国际四大会计师事务所审计，企业角度的指标包括董事会规模、声誉投入以及无形资产净额的自然对数，并通过主因子分析法计算得出企业声誉的总评分。

模型（4）验证绿色创新与企业声誉间的关系，模型（5）进一步验证在控制企业声誉的情况下，绿色创新是否对企业可持续发展产生影响。根据中介效应的检验程序，首先观察模型（4）系数β1是否显著，若显著，则表明绿色创新对企业声誉具有显著影响，可以继续对模型（5）进行检验，否则停止检验。接下来观察模型（5）系数β2的大小和显著性，若显著且模型（5）系数β1的绝对值小于模型（1）中系数β1的绝对值，则表明绿色创新通过企业声誉影响了企业的可持续发展。

回归结果如下页表5所示，第（2）列中GI的系数为0.512，在1%的水平上显著，说明绿色创新提高了企业的声誉；第（3）列中企业声誉的系数为0.005，在1%的水平上显著，GI的系数为0.012，小于第（1）列中GI的系数0.015，并通过了Sobal检验，可以判断出企业声誉是绿色创新影响企业可持续发展的部分中介变量，绿色创新为企业带来了良好的声誉，增强了企业的可持续发展能力。

2.绿色创新、全要素生产率与企业可持续发展。在国家资源环境管控下，企业在绿色创新过程中生产成本将会考虑到环境治理成本，不断增强对防污治污技术、绿色生产过程、实现绿色智能等方面的需求，推动生态环保与绿色研发产品的有效供求。绿色创新成果的研发培养了大量优秀的科研人员，有助于优化企业组织结构，降低人工成本及管理成本以及缓解人均产能低的情况［14］。同时，绿色创新行为带来的新工艺和新技术在保证优等品产值率、减少材料物质消耗、提高设备性能以及降低生产费用等方面得以改善，进而提高了企业的全要素生产率。为了检验全要素生产率在绿色创新影响企业可持续发展过程中起到的中介作用，本文构建了以下模型：

本文参考鲁晓东和连玉君［28］的研究，以主营业务收入代表总产出，以固定资产净额代表资本投入，以员工人数代表劳动投入，将购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金代表中间投入，采用op法通过计算残值估计企业的全要素生产率TFP，以此来作为衡量指标。中介效应检验方法与上文一致，在此不再赘述。

回归结果如下页表5所示，第（4）列中GI的系数为0.091，在1%的水平上显著，说明绿色创新可以提高全要素生产率；第（5）列中全要素生产率的系数为0.015，在1%的水平上显著，GI的系数为0.014，小于第（1）列中GI的系数0.015，并通过了Sobal检验，可以判断出全要素生产率是绿色创新影响企业可持续发展的部分中介变量，绿色创新通过提高全要素生产率，推动了企业的可持续发展。

3.绿色创新、信息不对称与企业可持续发展。由于管理层与投资者之间存在信息不对称问题，致使投资者做决策时难以考虑到企业的隐形信息，这种情况下，就需要企业借助绿色创新行为，及时向市场传递利好信息，吸引投资者做出正面反应，从而获取企业发展所需的融资支持。方先明等［29］研究发现，绿色创新能力强的企业在资本市场中更容易获得分析师的关注，且会间接通过影响投资者的购买偏好和信息搜寻行为，产生绿色创新溢酬，获得股票超额收益率。为了检验信息不对称在绿色创新影响企业可持续发展过程中起到的中介作用，本文构建了以下模型：

本文参考Guo等（2019）的研究，以跟踪分析师数量加1取自然对数作为信息不对称程度（ANALYST）的衡量指标，中介效应检验方法与上文一致，在此不再赘述。

回归结果如表5所示，第（6）列中GI的系数为0.264，在1%的水平上显著，说明绿色创新吸引了更多分析师的关注，减少了市场参与者的信息不对称；第（7）列中分析师关注的系数为0.006，在1%的水平上显著，GI的系数为0.013，小于第（1）列中GI的系数0.015，并通过了Sobal检验，可以判断出信息不对称是绿色创新影响企业可持续发展的部分中介变量，绿色创新有助于降低信息不对称程度，提升企业的可持续发展水平。

表5 中介效应检验结果

（二）异质性分析。根据产权性质，本文将样本分为国有企业组与非国有企业组，并进行分组回归，回归结果如表6所示。可以看出，无论是国有企业还是非国有企业，GI的系数都在1%的水平上显著为正，表明绿色创新均能显著促进企业的可持续发展。组间系数检验结果显示，p值为0.0004，且在1%的水平上显著，说明两组回归样本的系数存在显著差异。国有企业GI的系数为0.013，非国有企业GI的系数为0.017，说明相比国有企业，绿色创新对非国有企业可持续发展的促进作用更加突出。造成这种差异的原因可能是：第一，国有企业拥有政府的扶持，具有较好的资源优势，而非国有企业则需要主动去获取资源。因此非国有企业需要借助绿色创新来吸引社会各界的关注，赢得更多利益相关者的青睐，从而获取高额回报来维持长期稳定的发展。第二，政府作为国有企业实际控制人，会要求企业在获取利润的同时，主动承担环境保护的责任，并且会持续督促企业降低污染排放，使碳排放量长期控制在较低的水平。而非国有企业与政府缺乏密切的联系，高额排放量会使企业面临严格处罚和责令整改的风险，绿色创新可以有效降低企业的碳风险，促进企业的绿色低碳发展，对非国有企业发挥的作用也就更明显。

根据资产规模计算的赫芬达尔-赫希曼指数，本文按照中位数将样本划分为低市场竞争程度组和高市场竞争程度组，并进行分组回归，回归结果如表6所示。可以看出，在竞争程度低的市场，GI的系数在5%的水平上显著为正，在竞争程度高的市场，GI的系数在1%的水平上显著为正，说明在激烈的市场竞争下，绿色创新对企业可持续发展的促进作用更明显。造成这种差异的原因可能有：第一，随着环保意识的逐渐增强，企业要在竞争激烈的市场中谋求长远发展，就必须抓住市场需求变化的机遇，不断提高企业的竞争力和盈利水平。具有敏锐洞察力的管理层会积极顺应绿色发展，充分运用先发优势采取绿色创新战略，抢先开拓绿色消费市场，不但提高了研发投入的市场转化率，也为企业获取到了较大的商业效益。第二，激烈的竞争会给企业带来市场压力，激发企业绿色创新的潜质。企业为走在市场前沿，往往会自主研发核心技术，突破企业内部性质与外部环境的限制，谋求技术进步和产品升级，实现竞争优势的实质性创新［30］。

表6 分组回归结果

六、稳健性检验

为了保证结果的稳健性与可靠性，本文通过以下三种方法进行稳健性检验。（1）替换被解释变量。选用CSMAR数据库中的可持续增长率作为可持续发展能力的度量指标。（2）替换解释变量。使用上市公司绿色专利申请数/专利申请总量的比值作为绿色创新的度量指标。（3）滞后变量。考虑到绿色创新与可持续发展能力存在内生性问题，且绿色创新存在滞后效应，本文将绿色创新变量进行滞后一期处理。通过检验，绿色创新对企业可持续发展能力的回归结果与前文保持一致，具有良好的稳健性。

七、结论与建议

本文通过选取2011—2020年A股制造业上市公司财务数据，实证检验了绿色创新对企业可持续发展的影响。研究结论如下：（1）绿色创新可以有效发挥创新补偿效应，增强企业的可持续发展能力。管理层能力能够正向调节绿色创新与企业可持续发展的正向关系。（2）中介效应检验发现，绿色创新通过提高企业声誉、全要素生产率、降低信息不对称，从而有助于实现企业的长远发展。（3）在不同产权性质下，企业实施绿色战略对企业可持续发展的影响在非国有企业中更明显。在激烈的市场竞争下，绿色创新有利于企业占据市场份额，获得竞争优势，对企业可持续发展水平的促进作用更明显。

本文由此提出以下建议：（1）各级政府应当加强绿色创新的宣传和教育，定期开展企业绿色创新培训；实施绿色创新税收激励，设立绿色创新专项基金；扩大排污费的征收范围，建立绿色评价指标体系，通过制度约束引导企业走上可持续发展之路。（2）企业应当将绿色创新与企业文化相结合，形成可持续发展的经营理念，鼓励员工积极维护企业的绿色形象，履行环境保护责任，减少对生态环境的破坏。进一步落实绿色生产机制，优化产业结构，实施绿色生产经营，为实现经济效益与环境效益协同发展的目标努力。（3）整合社会资源，建设绿色创新中心，实现技术合作与共享；建立健全社会监督机制，加强媒体及公众的监督，督促企业环保信息披露透明化，推动企业可持续发展。