高管環保認知、研發投入與企業綠色創新績效

袁顯平 李盼

【摘要】以2011 ～ 2021年我國A股上市公司為研究對象， 檢驗高管環保認知對企業綠色創新績效的影響以及研發投入在其中發揮的門檻效應， 同時考慮環境不確定性和企業透明度的調節作用。結果表明： 高管環保認知顯著正向促進企業策略性綠色創新績效， 但對企業實質性綠色創新績效僅在較高研發投入的情形下有顯著正向作用； 環境不確定性對高管環保認知與不同類型綠色創新績效的關系均有正向調節作用； 企業透明度對高管環保認知與策略性綠色創新績效的關系具有顯著的負向調節作用， 但對高管環保認知與實質性綠色創新績效關系的調節作用不顯著。

【關鍵詞】高管環保認知；綠色創新績效；研發投入；環境不確定性；企業透明度

【中圖分類號】F273.1；F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）18-0020-8

一、 引言

綠色創新可以有效緩解環境保護與經濟增長之間的沖突， 推動企業向節能、 高效、 可持續的生產工藝與產品體系轉型， 實現全產業價值鏈的跨越升級（Klaus和Rammer，2011）。綠色創新已成為實現我國經濟綠色轉型的重要戰略路徑。習近平總書記在黨的二十大報告中指出， “殺雞取卵、 竭澤而漁的發展方式走到了盡頭， 順應自然、 保護生態的綠色發展昭示著未來?！本G色發展是當前國內外潮流之所向、 大勢之所趨， 綠色經濟已然成為國際競爭、 全球產業布局的新高地。

長久以來， 微觀企業是社會經濟發展中的主體， 企業綠色行為直接關系到國家綠色戰略的貫徹和落實。然而， 綠色創新雙重外部性的固有屬性天然不利于促進企業開展創新活動， 如何驅動企業綠色發展是當前學術研究的前沿和熱點問題。研究者大多從企業外部因素（Dowell和Muthulingam，2017）， 如環境規制（許丹丹和上官鳴，2022）、 市場需求（阮敏和肖鳳，2022）、 公眾壓力（伊志宏等，2022）、 數字金融（蔣建勛等，2022）等角度研究其對企業綠色創新績效的影響， 但是在該過程中， 往往忽視了企業自身的主觀能動性以及為適應外界變化尋求的主動調整。企業管理者對環境問題的認知程度、 對未來環保趨勢的判斷會影響企業綠色戰略的制定和部署。因此， 部分研究者基于高階梯隊理論認為， 企業高級管理者對組織行為選擇、 戰略決策和企業績效有著更為深遠的影響， 于是探討了高管團隊顯性特征， 如年齡（李大元等，2021）、 性別（趙恒和葛玉輝，2022）、 任期（鐘熙等，2019）、 學歷（Kang等，2021）或者環保背景（王輝等，2022）等對企業綠色創新績效的影響。然而， 此類研究通常是以人口統計特征來反映高管的價值取向和認知偏好（吳建祖和華欣意，2021）， 其背后隱含的假設是具有相同背景特征的高管面對同一環境問題會有相同或者類似的應對行為； 事實上， 呈現出相同顯性特征的高管更可能出于深層次的心理差異而做出不同的決策。因此， 僅討論高管團隊的顯性特征或許不能完整詮釋其對環保認知和綠色創新的影響。

當前， 基于隱性心理視角探討高管認知對企業綠色創新戰略影響的研究逐漸增多。Zhang等（2015）基于環渤海經濟區187家工業企業數據研究發現， 高管環境可持續性承諾正向影響企業的節能環保戰略， 但對環保具體活動無直接影響。曹洪軍和陳澤文（2017）利用層次回歸模型研究發現， 環保意識強的管理者將綠色創新視作機遇， 更積極實施綠色創新戰略。梁敏等（2022）研究發現， 高管環保認知通過提升感知機會能力、 整合利用能力及重構轉變能力， 促進企業綠色創新績效的提升。吳建祖和華欣意（2021）研究發現， 高管團隊環境注意力正向影響企業綠色創新戰略， 其在環境保護議題和解決方案上分配的注意力越多， 企業綠色創新專利越多。

本文基于注意力基礎觀和戰略認知理論， 研究高管環保認知對企業不同類型綠色創新績效的影響以及研發投入在高管環保認知促進企業實質性綠色創新過程中的門檻效應。同時， 由于不同企業所面臨的外部環境不確定性和被關注程度不同， 企業綠色創新戰略的制定和執行不僅取決于高管環保認知層面， 還受其他情境因素的影響。因此， 本文結合動態能力和信息不對稱理論， 考察了環境不確定性和企業透明度在高管環保認知影響綠色創新績效過程中的調節作用。

二、 理論分析與研究假設

（一）高管環保認知與企業綠色創新績效

不同于高階梯隊理論， 注意力基礎觀強調注意力的分配和調控在認知過程中發揮重要作用， 并且認為企業一系列行為是外部環境作用和內部管理者選擇共同影響的結果（張明等，2018）。注意力是高層管理者認知的一個重要反映， 企業的戰略行為取決于決策者的注意力焦點。在當前企業綠色轉型升級的浪潮中， 企業高層管理者對環保理念的認知和對政策的詮釋必然會對企業的綠色行為產生重大影響。具體而言， 高管可以從更廣闊的戰略視野將環保納入企業長期發展規劃中， 建立組織內部自上而下的綠色創新氛圍和文化， 為企業實施綠色創新提供必要的人力、 財力、 智力支持和保障。同時， 高管對環保的深刻認知也可以促進企業與外部環保組織和機構的合作， 以實現技術和經驗的共享。

然而， 綠色創新具有“雙重外部性”（斯麗娟，2020）的固有特點： 一是知識溢出的外部性。企業經過高投入、 高風險、 長周期的開發階段最終收獲的創新收益， 不為創新企業一家所獨有， 其他跟隨企業也會因此受益， 從而無法提升企業創新積極性。二是環境保護的外部性。環境具有公共物品屬性， 環境污染產生的收益由私人享有、 成本由社會共擔（趙樹寬等，2022）， 而環境治理則恰恰相反， 這使得私人部門缺乏開展綠色創新的積極性。與此同時， 綠色創新還可能具有較弱的技術推動和市場拉動效應， 這些都使得高管盡管熱衷于宣傳和樹立企業的綠色環保形象， 但在現實的綠色創新活動中卻莫衷一是。一些高管認為， 綠色創新結果的不確定性會對其日常管理工作和企業經營成果產生不利影響， 因此對綠色創新持否定態度。相反， 那些具有較高環保認知的高管， 則會將外部利益相關者的綠色需求解讀為企業的發展機遇， 主動開展綠色創新活動并積極將其轉化為市場價值， 從而實現企業經濟和環保目標的雙重利益。

Tong等（2014）、 黎文靖和鄭曼妮（2016）、 王永貴和李霞（2023）將企業高管積極開展綠色創新的動機分為兩類： 一種是以推動企業技術更新迭代、 改善企業可持續發展績效和建立競爭優勢為終極目的的高質量綠色創新行為， 也稱實質性綠色創新； 另一種則是以謀求其他利益為目的， 通過對現有產品和技術的簡單改進， 追求短期效益和維持自身組織合法性來迎合外部投資者和有關政策傾斜的綠色創新行為， 即策略性綠色創新。顯然， 與后者相比， 前者側重于對產品或技術進行突破式變革， 企業需要傾注更多的時間和心血， 并且需要承擔更大的風險。因此， 對于有業績考核壓力的高管而言， 往往表現出管理層短視行為。換言之， 相較于策略性綠色創新， 管理層開展實質性綠色創新活動的動機和驅動力相對不足?；谏鲜龇治?， 本文認為高管對環境保護認知越高， 越有助于提升企業策略性綠色創新績效， 而對實質性綠色創新績效影響效果不顯著。據此提出以下假設：

H1a： 高管環保認知顯著促進企業綠色策略性創新績效。

H1b： 高管環保認知對企業綠色實質性創新績效影響不顯著。

（二）研發投入的門檻效應

陳洪瑋等（2021）研究發現， 研發投入在技術研發階段對創新績效存在單一門檻。俞立平和張宏如（2023）研究發現， 隨著創新質量的提高， 研發經費對創新質量的彈性在逐步提高。企業對創新活動的投入不僅是其實現技術升級、 建立競爭優勢和獲得經濟效益增長的重要手段， 對企業綠色創新績效的提升也發揮著至關重要的作用。當企業研發投入較低時， 往往由于缺乏必要的資源支持和資金保障， 無法開發更加環保的產品和生產工藝， 也無法探索新的環保技術和方法， 難以開展高質量的創新活動。因此， 在該過程中盡管高管環保認知深刻， 但為了追求綠色創新產出的“數量”和“速度”， 其會放棄追求更具有難度的實質性綠色創新。在研發投入較大時， 企業已經具備了一定的技術積累和市場基礎， 高管環保認知能夠引導企業在研發投入中更多地關注環保領域， 加強對綠色技術的研究和應用， 同時也能幫助企業更好地理解和響應環保政策和市場需求， 更積極地進行綠色創新。高管環保認知能夠增強企業的創新動力， 提高企業開展綠色創新的積極性， 其正向引導作用可以在較高的研發投入中更好地發揮， 從而促進企業實質性綠色創新績效提升， 推動企業的綠色轉型。鑒于此， 本文認為高管環保認知對實質性綠色創新績效的促進作用需要在較高的研發投入水平下才能發揮， 據此提出以下假設：

H2： 企業研發投入在高管環保認知對企業實質性創新績效的影響中存在門檻效應。

（三）環境不確定性的調節作用

環境不確定性是指企業所處的外部環境存在不確定性的情況。根據動態能力理論（David等，1997）， 企業具備整合吸收及再創造的能力， 能夠在復雜多變的環境中適時作出調整， 逐步提升競爭力， 面對不確定的外部環境， 企業將加大創新力度以應對外部環境的挑戰。崔維軍等（2019）將企業創新活動分為適應動態環境的探索式創新和適應競爭環境的利用式創新， 發現不確定性對兩種創新行為均存在顯著正向影響， 在面對不確定性時， 企業可以抓住機遇大膽創新， 形成自身競爭優勢。王凱和武立東（2016）將環境不確定性細分為動態性與敵對性兩個維度， 發現前者與研發投入正相關， 后者顯著抑制研發投入。

環境不確定性使得當前市場需求、 技術更新、 政策傾向等方面發生了較大的變化， 原有的產品和服務已經無法滿足市場需求， 傳統產業面臨較大的綠色轉型升級壓力。在環境不確定性的影響下， 隨著高級管理者對環保認知的提升， 其對綠色創新的需求會增加。企業通過開展技術研發和創新以適應變化的環境， 開發更符合市場需求的綠色產品和服務， 從而提升企業的競爭優勢。同時， 企業也會加強與研發機構的合作， 共同研發環保技術和產品， 實現技術和經驗的共享， 促進綠色產業的發展?？傊?， 環境不確定性使得企業面臨更多的機遇和挑戰， 高管環保認知的提升則會不斷加強企業綠色創新， 從而更好地應對環境不確定性帶來的挑戰?；诖?， 提出以下假設：

H3： 環境不確定性正向調節高管環保認知與綠色創新績效的關系。

（四）企業透明度的調節作用

劉柏和徐小歡（2020）研究發現， 當高管權利增大時， 公司信息透明度對研發投資的促進作用會被削弱。企業透明度具有隱形的治理功能， 能有效緩解信息不對稱， 及時向外界傳遞企業的各種信號（王可第，2021）。根據信息不對稱理論， 創新活動的無形性、 模糊性、 復雜性都使得外部投資者很難察覺公司內部的不當行為， 在面對綠色創新的長周期性和高風險性特征時， 高管容易出現短視行為， 傾向選擇更為簡單易行的策略性綠色創新以迎合政策。但是隨著企業透明度的提高， 企業創新過程中高管的機會主義行為會得到更多利益相關者的關注。因此， 相對于實質性綠色創新而言， 企業透明度負向調節高管環保認知促進策略性綠色創新績效的作用更顯著。因此， 本文提出以下假設：

H4： 相較于企業實質性綠色創新績效， 企業透明度顯著抑制高管環保認知對企業策略性綠色創新績效的促進作用。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據收集

本文選擇2011 ～ 2021年滬深A股上市公司作為研究樣本。為確保數據質量， 對初始樣本進行如下篩選： ①剔除研究期間被ST、 ?ST、 PT、 暫停上市以及終止上市的公司； ②剔除金融行業的公司； ③剔除研究期間核心變量缺失的公司； ④為避免極端值的影響， 對所有連續變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理。最終獲得243家公司共計2673條觀測值的平衡面板數據。其中， 企業綠色創新數據來源于CNRDS數據庫， 高管環保認知詞頻來源于上市公司年報， 其他相關數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR）。

（二）變量測度

1. 被解釋變量： 綠色創新績效。參考Lee和Sorenson（2004）、 齊紹洲等（2018）、 李青原和肖澤華（2020）等的研究發現， 專利數量是反映綠色創新績效較為客觀的衡量指標?；诖?， 結合已有文獻對不同類型創新績效的測量， 本文將綠色創新績效區分為策略性綠色創新績效（GU）和實質性綠色創新績效（GI）。以企業綠色實用新型專利申請數量作為度量策略性綠色創新績效的指標， 以企業綠色發明專利申請數量作為度量實質性綠色創新績效的指標。

2. 解釋變量： 高管環保認知（EGP）。參考李亞兵等（2022）對高管環保認知的衡量方法， 采用文本分析法對上市公司年報進行分析， 基于綠色競爭優勢意識、 企業社會責任意識、 外部環境壓力認知等3個維度選取如下關鍵詞： 節能減排、 環保戰略、 環保理念、 環境管理機構、 環保教育、 環保培訓、 環境技術開發、 環境審計、 節能環保、 環保政策、 環保部門、 環保督察、 低碳環保、 環保工作、 環保治理、 環保和環境治理、 環保設施、 環保相關法律法規、 環保治污。通過上述詞語在公司年報中出現的頻次構造上市公司高管環保認知變量， 用于衡量企業管理者決策的綠色關注度。

3. 門檻變量： 研發投入。參考鄒國平等（2015）、 葉志強和趙炎（2017）的做法， 選用研發投入總額的自然對數（RD1）以及研發投入與營業收入的比值（RD2）作為衡量研發投入的代理變量。

4. 調節變量： 環境不確定性（EU）與企業透明度（TRANS）。對于環境不確定性， 本文借鑒申慧慧等（2012）的方法， 用公司業績波動（銷售收入的標準差）予以衡量。為了剔除行業整體波動以及過去年度銷售收入正常增長的影響， 采用當年環境不確定性與上年環境不確定性的差額來衡量企業最終的環境不確定性程度。具體做法為： 先利用模型估計過去五年的非正常銷售收入（殘差項）的標準差， 求其均值， 最后經行業調整后得到。對于企業透明度， 參考辛清泉（2014）的做法， 構建透明度綜合指標， 包括盈余質量指標、 上市公司信息披露工作考核結果等級、 分析師跟蹤人數、 分析師盈余預測準確性、 當年是否聘請國際四大作為其年報的審計師， 最終值取上述5個指標樣本百分等級的平均值。

5. 控制變量。參考已有研究， 本文選擇如表1所示的控制變量， 并且考慮年份和行業的影響。

（三）模型設計

1. 基本回歸模型。根據Hausman和Taylor（1981）的觀點， 考慮到被解釋變量（綠色專利申請數）為計數數據， 且樣本數據中被解釋變量的方差均高于其均值， 即綠色專利數量存在“過度離散”狀況， 不符合正態分布， 因此泊松回歸和負二項回歸可能更適用于計數模型。然而， 似然比檢驗的結果表明， 泊松回歸不適用于該數據集?；谝陨戏治龊脱芯考僭O， 借鑒阮敏和肖風（2022）的做法， 本文選擇構建負二項回歸模型進行實證回歸， 具體模型如下：

GU/GI=β0+β1EGP+βnControls+ε （1）

其中， GU、 GI分別表示策略性綠色創新績效與實質性綠色創新績效， EGP表示高管環保認知， Controls為表1所示的控制變量， ε為隨機誤差項。

2. 門檻模型。本文采用Bruce（1999）提出的固定面板數據模型， 并借鑒李虹和鄒慶（2018）、 王宏鵬等（2022）的做法， 通過Bootstrap法對數據進行自動識別以確定門檻值， 構建三重門檻面板模型。模型（2）、 （3）是以高管環保認知（EGP）作為核心解釋變量， 分別以RD1、 RD2作為門檻變量， 以實質性綠色創新績效（GI）為被解釋變量的多重門檻模型。其中I（·）為示性函數， 當括號內條件成立時取值為1， 否則取值為0。γi為門檻閾值， 當γ1、 γ2、 γ3均至少通過10%顯著性檢驗時， 模型為三重門檻模型； 當僅有γ1、 γ2通過顯著性檢驗時， 模型為雙門檻模型； 當僅有γ1通過顯著性檢驗時， 則模型為單一門檻模型； 若三者都不顯著， 則說明不存在門檻效應。

GI=β0+β1EGP×I（RD1≤γ1）+β2EGP×I（γ1

GI=β0+β1EGP×I（RD2≤γ1）+β2EGP×I（γ1

3. 調節作用模型。為了檢驗環境不確定性和企業透明度對高管環保認知與企業策略性綠色創新關系的調節作用， 分別構建以下模型。其中EU為環境不確定性， TRANS為企業透明度， 其余變量定義同模型（1）。當β3的估計值顯著為正或者為負時， 則表明環境不確定性或企業透明度對上述影響起到了調節作用。

GU/GI=β0+β1EGP+β2EU+β3EGP×EU+βnControls+ε ? ? ? ? （4）

GU/GI=β0+β1EGP+β2TRANS+β3EGP×TRANS+βnControls+ε? （5）

四、 實證分析

（一）描述性統計、 相關性分析及多重共線性檢驗

根據表2的描述性統計結果可知， 高管環保認知的最小值為0， 最大值為23.000， 中位數為2.000， 標準差為4.704， 表明不同企業的高管環保認知的差異性較為顯著。企業策略性綠色創新績效最大值為44.000， 最小值為0， 中位數為1.000， 標準差為7.170； 實質性綠色創新績效的最大值為89.000， 最小值為0， 中位數為1.000， 標準差為12.174， 這表明當前我國上市公司的綠色創新水平總體較低。從研發投入來看， RD1最大值為21.887， 最小值為13.679， 平均數為18.323， 而RD2最大值為0.218， 最小值為0， 平均數為0.035， 表明不同企業間研發投入差異明顯， 且大量企業的研發投入處于低水平。

對數據進行相關性分析發現， 高管環保認知與企業策略性、 實質性綠色創新績效之間的相關系數均為正且在1%的水平上顯著， 說明主效應的回歸設定具有較強合理性。同時， 方差膨脹因子檢驗結果顯示： VIF均值為1.59， 并且所有解釋變量的VIF值均小于閾值10， 說明模型不存在嚴重的共線性問題， 可進一步保證回歸結果的有效性。限于篇幅， 結果未予列示。

（二）基本回歸分析

為消除樣本數據的個體差異， 獲得更穩健的回歸結果， 本文對樣本數據進行固定效應的負二項回歸分析， 回歸結果如表3所示。具體而言， 第（2）、 （3）列分別分析高管環保認知（EGP）對策略性綠色創新績效（GU）和實質性綠色創新績效（GI）的影響。結果顯示： 高管環保認知（EGP）對企業策略性綠色創新績效（GU）的影響系數為0.042， 在1%的水平上顯著， 表明高管環保認知可以提升企業的策略性綠色創新績效， H1a得以驗證； 與此同時， 高管環保認知（EGP）對企業實質性綠色創新績效（GI）的回歸結果不顯著， 表明高管環保認知無法對企業實質性綠色創新績效產生影響， H1b得以驗證?？紤]到企業的綠色創新可能會滯后于高管環保認知， 于是將被解釋變量滯后一期， 回歸結果如表3第（4）和（5）列所示， 解釋變量的顯著性水平并未發生變化， 表明回歸結果總體穩健?？紤]到樣本中大量企業無綠色創新績效數據， 符合被解釋變量是受限數據特征， 因此使用Tobit模型估計， 其回歸結果如第（6）和（7）列所示， 解釋變量的顯著性水平依舊和負二項回歸保持一致， 表明回歸結果穩健。

（三）研發投入的門檻效應檢驗

經過上述回歸分析， 發現高管環保認知對企業實質性綠色創新績效的影響在全樣本回歸中不顯著?？赡艿脑蛟谟冢?第一， 實質性綠色創新績效相較于策略性綠色績效獲取難度更大， 所代表的專利質量更高， 高管環保認知層面的提高更難促進企業的實質性綠色創新； 第二， 由描述性統計結果發現， 有大量樣本企業的研發投入不足， 從而造成高管環保認知的提升可能僅停留在淺層次， 而對企業綠色創新活動所需的研發投入并未產生深遠影響， 從而造成實質性綠色創新績效無法同頻提升。因此， 本部分將分別從RD1和RD2兩個維度考慮研發投入在高管環保認知促進實質性綠色創新績效過程中的門檻效應。

采用Bruce（1999）提出的固定門檻面板數據模型， 通過Bootstrap法對數據進行自動識別以確定門檻值?；貧w結果表明， RD1與RD2均存在雙門檻效應， 雙門檻效應檢驗結果及門檻估計值如表4和表5所示。與之相對應， 圖1為RD1的雙門檻估計值19.4193與20.9760在95%置信區間的似然比函數圖， 圖2為RD2的雙門檻估計值0.0533和0.0631的似然比函數圖。門檻估計值是似然比統計量LR趨近于0時對應的γ值， 其中， LR統計量最低點為對應的真實門檻值， 由于臨界值7.35明顯大于門檻值， 由此可以認為上述門檻值是真實有效的。

當RD1為門檻變量時， 經過自主抽樣1000次， 第一門檻值為19.4913， 在1%的水平上顯著， 第二門檻值為20.9760， 在5%的水平上顯著， 其95%置信區間分別為［19.4940，19.4934］和［20.9117，20.9923］。模型（2）的雙門檻回歸結果如表6所示。當RD1處于低投入區間（RD1≤19.4913）， 高管環保認知對企業實質性綠色創新績效影響不顯著； 當RD1處于中等投入區間（19.491320.9760）， 高管環保認知與企業實質性綠色創新績效之間系數上升為0.718（P=0.007<0.01）， 此時高管環保認知對企業實質性綠色創新績效的促進作用有了較大的提升， 并在1%的水平上顯著。以上結果表明， 隨著RD1的提高， 高管環保認知對實質性綠色創新績效存在一開始不顯著到正向顯著以及正向顯著系數增大的分階段作用。表7按照RD1的雙門檻估計值將總樣本分為三個區間， 依次進行負二項回歸， 回歸結果表明， 當RD1在中、 高投入區間時， 高管環保認知均在5%的水平上顯著促進企業實質性綠色創新績效， 進一步驗證了RD1的門檻效應。

以研發投入強度RD2為門檻變量， 模型（3）中第一門檻值為0.0533， 第二門檻值為0.0631， 均在10%的水平上顯著， 其95%的置信區間分別為［0.0519，0.0534］和［0.0621，0.0631］。雙門檻回歸結果如表6所示， 當RD2處于低投入區間（RD2≤0.0533）， 高管環保認知對企業實質性綠色創新績效影響不顯著； 當RD2處于中等投入區間（0.05330.0631）， 高管環保認知對企業實質性綠色創新績效影響不顯著。以上結果表明， RD2在高管環保認知與實質性綠色創新績效之間存在最佳區間， 即0.0533

（四）環境不確定性與企業透明度的調節作用檢驗

表8的第（2）列檢驗了環境不確定性（EU）對高管環保認知（EGP）與綠色策略性創新績效（GU）關系的調節作用。結果表明， 環境不確定性（EU）與高管環保認知（EGP）的交乘項系數為0.032， 在1%的顯著性水平上增強了高管環保認知對企業策略性綠色創新績效的正向作用。第（3）列檢驗了環境不確定性（EU）對高管環保認知（EGP）與企業綠色實質性創新績效（GI）關系的調節作用。結果表明， 環境不確定性（EU）與高管環保認知（EGP）的交乘項系數為0.020， 在10%的顯著性水平上促進了企業實質性綠色創新績效。該結果表明， 環境不確定性正向調節高管環保認知與不同類型綠色創新績效的關系， H3得到驗證。

表8的第（4）列檢驗了企業透明度（TRANS）對高管環保認知（EGP）與企業綠色策略性創新績效（GU）關系的調節作用。結果表明， 企業透明度（TRANS）與高管環保認知（EGP）的交乘項系數為-0.090， 即企業透明度在5%的水平上顯著削弱了高管環保認知對企業策略性綠色創新績效的正向作用。第（5）列檢驗了企業透明度（TRANS）對高管環保認知（EGP）與企業實質性創新（GI）關系的調節作用， 企業透明度（TRANS）與高管環保認知（EGP）的交乘項系數盡管為負， 但未通過顯著性檢驗。這一結果表明， 企業透明度的監督治理作用更多作用于企業的策略性綠色創新。綜上所述， 相較于實質性綠色創新， 企業透明度顯著抑制了高管環保認知對策略性綠色創新的正向作用， H4得到驗證。

五、 結論與啟示

（一）研究結論

本文選取我國A股上市公司2011 ～ 2021年的數據為樣本， 以高管環保認知為切入點， 探索其對企業不同類型綠色創新績效的影響以及研發投入在高管環保認知促進企業實質性創新績效中的門檻效應， 同時考慮了環境不確定性和企業透明度的情境因素。研究發現： 第一， 高管環保認知顯著正向促進企業策略性綠色創新績效， 但是對企業實質性綠色創新績效僅在較高研發投入的情形下有顯著正向作用。第二， 環境不確定性對高管環保認知與企業綠色創新績效具有正向調節作用， 并且相較于實質性綠色創新績效， 對策略性綠色創新績效的正向作用更顯著。第三， 企業透明度對高管環保認知與企業策略性綠色創新績效具有顯著負向調節作用， 但對實質性綠色創新調節作用不顯著。

（二）啟示

上述結論對于提升企業綠色創新績效具有如下幾方面的啟示： 第一， 企業在促進綠色創新績效提升的實踐路徑中， 不能只關注高管環保認知這一單個因素， 還應注重企業在創新活動開展中的各種資源投入， 將環保認知貫徹到企業的更深層次， 做到真正的“知行合一”， 即高管環保認知必須與企業實際行動相一致， 否則無法真正推動綠色創新發展。第二， 對于企業而言， 策略性綠色創新固然可以助力企業捕捉暫時的經濟利益和政策紅利， 但從企業的長久發展來看， 應當認識到實質性綠色創新才是實現企業高質量發展的有力推手， 在綠色創新實踐中高管應該起到正確的引導作用， 改變一味追求創新“速度”和“數量”的態度。第三， 當企業面臨較大的環境不確定性挑戰時， 高管應當從中發現機遇并把握機會， 化被動為主動， 對資源進行整合吸收再創造， 引導企業積極開展更高質量的綠色創新活動。這既能滿足利益相關者需求， 又能打造企業可持續的先發競爭優勢。第四， 加強企業透明度的內外部建設， 創造更加有序的市場環境， 從而促進企業的高質量綠色創新。

【 主 要 參 考 文 獻 】

曹洪軍，陳澤文．內外環境對企業綠色創新戰略的驅動效應——高管環保意識的調節作用［ J］．南開管理評論，2017（6）：95 ～ 103．

陳洪瑋，徐清如，陳霏．制度環境與研發投入對高技術產業創新績效的影響［ J］．統計與決策，2021（18）：166 ～ 170．

崔維軍，孫成，傅宇等．政策不確定性與企業雙元創新行為選擇：“激流勇進”還是“循序漸進”［ J］．科學學與科學技術管理，2019（11）：68 ～ 81．

蔣建勛，唐宇晨，李曉靜．雙碳背景下數字金融賦能新能源企業綠色創新：基于融資約束視角［ J］．當代經濟管理，2022（5）：81 ～ 89．

黎文靖，鄭曼妮．實質性創新還是策略性創新？——宏觀產業政策對微觀企業創新的影響［ J］．經濟研究，2016（4）：60 ～ 73．

李大元，黃鶴，張璐．碳交易規制強度能否促進企業創新投入？——CEO 年齡和公司年齡的聯合調節作用［ J］．中南大學學報（社會科學版），2021（6）：17 ～ 31．

李虹，鄒慶．環境規制、資源稟賦與城市產業轉型研究——基于資源型城市與非資源型城市的對比分析［ J］．經濟研究，2018（11）：182 ～ 198．

李青原，肖澤華．異質性環境規制工具與企業綠色創新激勵——來自上市企業綠色專利的證據［ J］．經濟研究，2020（9）：192 ～ 208．

梁敏，曹洪軍，王小潔．高管環保認知、動態能力與企業綠色創新績效——環境不確定性的調節效應［ J］．科技管理研究，2022（4）：209 ～ 216．

劉柏，徐小歡．信息透明度影響企業研發創新嗎？［ J］．外國經濟與管理，2020（2）：30 ～ 42．

申慧慧，于鵬，吳聯生．國有股權、環境不確定性與投資效率［ J］．經濟研究，2012（7）：113 ～ 126．

斯麗娟．環境規制對綠色技術創新的影響——基于黃河流域城市面板數據的實證分析［ J］．財經問題研究，2020（7）：41 ～ 49．

王宏鵬，張陽，田鳴．政府研發補貼、慈善捐贈對綠色創新的影響及其門檻效應研究［ J］．軟科學，2022（7）：1 ～ 7．

王輝，林偉芬，謝銳．高管環保背景與綠色投資者進入［ J］．數量經濟技術經濟研究，2022（12）：173 ～ 194．

王凱，武立東．環境不確定性與企業創新——企業集團的緩沖作用［ J］．科技管理研究，2016（10）：191 ～ 196．

王可第．信息透明度與企業技術創新——來自中國上市公司的證據［ J］．當代財經，2021（7）：77 ～ 89．

王永貴，李霞．促進還是抑制：政府研發補助對企業綠色創新績效的影響［ J］．中國工業經濟，2023（2）：131 ～ 149．

吳建祖，華欣意． 高管團隊注意力與企業綠色創新戰略——來自中國制造業上市公司的經驗證據［ J］．科學學與科學技術管理，2021（9）：122 ～ 142．

辛清泉．公司透明度與股價波動性［ J］．金融研究，2014（10）：193 ～ 206．

許丹丹，上官鳴．環境稅征收對企業綠色技術創新的影響研究——基于排污費改稅制度的準自然實驗［ J］．現代管理科學，2022（2）：98 ～ 107．

葉志強，趙炎．獨立董事、制度環境與研發投入［ J］．管理學報，2017（7）：1033 ～ 1040．

伊志宏，陳欣，田柳．公眾環境關注對企業綠色創新的影響［ J］．經濟理論與經濟管理，2022（7）：32 ～ 48．

俞立平，張宏如．區域創新升級：如何從創新數量走向創新質量——基于統計學視角的模式識別及躍遷機制研究［ J］．中國軟科學，2023（2）：35 ～ 45．

張明，藍海林，陳偉宏．企業注意力基礎觀研究綜述——知識基礎、理論演化與研究前沿［ J］．經濟管理，2018（9）：189 ～ 208．

趙恒，葛玉輝．她力量：女性高管參與度對綠色創新績效的影響——企業社會責任的中介作用［ J］．技術與創新管理，2022（1）：48 ～ 54．

趙樹寬，張鉑晨，蔡佳銘．綠色創新對企業績效的影響：基于中國上市公司面板數據［ J］．科技管理研究，2022（6）：211 ～ 220．

鐘熙，宋鐵波，陳偉宏等．CEO任期、高管團隊特征與戰略變革［ J］．外國經濟與管理，2019（6）：3 ～ 16．

鄒國平，劉洪德，王廣益．我國國有企業規模與研發強度相關性研究［ J］．管理評論，2015（12）：171 ～ 179．

Bruce E. Hansen. Threshold effects in non-dynamic panels： Estimation， testing， and inference［ J］．Journal of Econometrics，1999（2）：345 ～ 368．

David J. Teece， Pisano Gary， Shuen Amy. Dynamic capabilities and strategic management［ J］．Strategic Management Journal，1997（7）：509 ～ 533．

Donald C. Hambrick， Mason Phyllis A. Upper echelons： The organization as a reflection of its top managers［ J］．The Academy of Management Review，1984（2）：193 ～ 206．

Klaus R.， Rammer C.. The impact of regulation-driven environmental innovation on innovation success and firm performance［ J］．Industry and Innovation，2011（3）：255 ～ 283．

Lee F.， Sorenson O.. Science as a map in technological search［ J］． Strategic Management Journal，2004（89）：909 ～ 928．

Tong T. W.， He E.， He Z. L.. Patent regime shift and firm innovation： Evidence from the second amendment to China's patent law［ J］．Academy of Management Annual Meeting Proceedings，2014（1）：14174．