董事會非正式層級與企業綠色創新

? 林朝南 泮佳怡

(廈門大學管理學院 廈門 361000)

1.引言

改革開放四十多年來，我國經濟社會蓬勃發展，但這種粗放型的經濟增長模式背后隱藏著巨大的生態環境危機?，F如今，我國經濟發展正處于從高速度發展向高品質發展過渡的關鍵時期，生態文明建設的重要性日益凸顯。2022年10月，黨的二十大報告深刻闡明中國式現代化是人與自然和諧共生的現代化，強調尊重自然、順應自然、保護自然，是全面建設社會主義現代化國家的內在要求。綠色創新作為一種協調企業創新與綠色發展的重要途徑，是破解我國綠色發展難題、推動生態文明建設的有力依托，日益被社會公眾與國內外學者廣泛關注。2022年12月，國家發展改革委、科技部聯合印發了《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案(2023—2025年)》，強調應充分發揮綠色技術對綠色低碳發展的關鍵支撐作用，進一步完善市場導向的綠色技術創新體系，推動形成綠色技術創新新格局，同時還指出了要加快培育綠色技術創新領軍企業。然而在現階段，不同企業的綠色創新程度不盡相同，其一方面受到了法規制度的影響，另一方面則很大程度上取決于企業的意愿。綠色創新戰略具有技術和環境的雙重外部性，此外還包含了一般的技術創新所具有的風險高、投資回報時間長等特征(Rennings，2000)，從而降低了諸多企業推進綠色創新戰略的積極性。正式法規制度的約束固然重要，然而僅僅依靠這些規章制度并不能有效地促進企業的綠色創新活動，為了更為有效地引領企業推動綠色低碳發展，還應當考慮公司內部治理對企業綠色創新意愿的影響。

董事會作為公司治理的中心環節，深刻影響著公司戰略和公司績效。董事會在企業綠色戰略制定和綠色決策中起著至關重要的作用，是完善綠色治理結構、決定企業綠色創新水平的關鍵環節。有些學者已經關注到了董事會治理對于企業綠色創新的影響，但這些研究僅停留在董事會正式結構和個人特征的視角，探究諸如董事會性別多樣性、董事會規模等特征對企業綠色創新的影響，然而董事會作為一個決策機構，董事會成員之間的交流與互動對董事會治理同樣發揮著重要作用?；谏鐣W理論，層級的存在影響著每一個群體決策，包括正式層級與非正式層級。雖然董事會是一個相對正式的組織，但董事會成員由于個體能力、影響力等差異而在董事會內部自發形成了一種隱性的、非正式的層級結構(He and Huang，2011)，這股隱性力量在董事會集體決策過程中發揮著重要作用(Baron and Kerr，2003)。然而，現有研究關于董事會非正式層級對公司決策行為影響的結論并不一致。一些學者認為非正式層級為董事會內部帶來了一種協調與整合機制，減少董事會內部沖突以及對權力的爭奪，促進成員之間的交流與合作，從而提升董事會決策和監督效力(張耀偉，2015；王曉亮，2020)；另一些學者則認為董事會非正式層級導致壓抑的決策氛圍，阻礙多元化思想的碰撞，抑制不同意見，減少可供選擇的決策方案，導致企業內部非理性決策增多(李長娥等，2017；武立東等，2018)。在中國關系本位社會和高權力距離的文化和制度背景下，董事會非正式層級在董事會決策中將發揮更為關鍵的作用，其究竟在企業的綠色創新決策中發揮積極作用還是消極作用有待進一步探討，因此，本文試圖從微觀運作層面探討董事會非正式層級對公司綠色創新的影響效應以及其中的作用機制。

與現有文獻相比，本文可能的創新點在于：(1)豐富了從董事會成員之間相互影響的角度研究綠色創新的研究。當前有關董事會治理與綠色創新的研究大多從董事會結構特征等角度入手，本文試圖聚焦于董事會成員之間的交流與互動關系，探究董事會非正式層級對企業綠色創新的影響，為企業綠色創新實踐提供全新的方向。(2)補充了關于董事會非正式層級經濟后果的研究。與一般的企業創新不同，綠色創新注重的是經濟效益和環境效益的雙重發展，是企業可持續發展不可或缺的一環，董事會非正式層級很有可能在企業綠色創新決策中產生截然不同的正負兩種效應，因此有必要單獨并且全面探討分析董事會非正式層級與企業綠色創新之間的影響機理。(3)本文進一步探析了董事會非正式層級與企業綠色創新兩者關系的情境因素，拓展了企業綠色創新的影響因素方面的研究。

2.文獻回顧

2.1 董事會非正式層級相關研究

先前的學者主要集中于研究董事會非正式層級對公司財務績效的影響，研究發現非正式層級在董事會內部起到了積極協調的作用，有效提高了企業的財務績效(He and Huang，2011；曾江洪和何蘋，2014；張耀偉，2015；黃文鋒，2017)。后續的研究試圖打開董事會非正式層級與企業財務績效之間的“黑箱”，驗證了董事會非正式層級通過在集體決策中發揮作用進而影響企業績效的結論。例如，Johnson等(2013)認為清晰的董事會非正式等級增加了董事會成員之間的信任感，能夠有效化解董事會成員之間的沖突，構建和睦的董事會氛圍，提高決策效率。謝永珍(2017)通過構建“董事地位差異—會議頻率—財務績效”的理論模型，研究證實了董事會非正式層級通過決策行為強度這個中介變量來對企業績效產生影響。隨著企業財務績效效應相關研究的不斷深入，學者們開始關注董事會非正式層級的其他治理效應，例如其對民營企業創新戰略(李長娥，2017)、公司戰略變革(王凱，2018)、股價崩盤的風險(Jebran，2019)、高管薪酬契約(張耀偉，2020)、董事會異議行為(陳仕華，2020)、企業創新(薛坤坤，2021)、企業并購績效(何瑛和馬添翼，2021)、企業的債務期限結構(吳興宇，2022)等的影響。

2.2 綠色創新影響因素相關研究

總結關于綠色創新的現有研究，可以發現先前的文獻主要從制度層面、組織層面以及高管個人層面探討有關綠色創新的影響因素。

(1)制度層面的影響因素。在制度層面，學者們主要從環境規制與利益相關者角度來進行研究分析。部分學者研究表明，適當的環境規制有利于企業進行綠色創新(Pascual，2013)。同時，部分研究表明環境規制誘發“擠出效應”，會對企業的綠色創新產生負面影響(Ramanathan，2010；李婉紅，2013；張文卿，2022)。其他學者則認為環境規制與綠色創新之間呈現非線性關系(楊秋月，2017；汪明月，2022)。此外，還有部分學者研究了利益相關者，如消費者(Wagner，2007)、投資者(畢克新，2011)等群體對公司采取的綠色創新戰略的影響。

(2)組織層面的影響因素。在組織層面，已有文獻主要從組織基本特征、資源和能力以及戰略行為和動機等方面研究其對公司綠色創新的影響。在組織基本特征方面，學者們主要研究了企業規模(Pereira and Vence，2012)、企業文化(潘楚林和田虹，2017)以及環境倫理(姜雨峰和田虹，2014)等對綠色創新戰略的影響。在資源與能力方面，充足的資源與獨特的能力是企業進行綠色創新活動的必備條件，冗余資源(張鋼和張小軍，2014)、政府補助(陳曉，2019)、企業整合利用能力(梁敏，2022)等均能夠有效提升企業的綠色創新水平。在戰略行為和動機方面，現有文獻則主要從降低成本(Frondel et al.，2007)、企業自身戰略(Chen and Liu，2019)以及提升形象(解學梅和朱琪瑋，2021)等出發，探究其對綠色創新的影響。

(3)高管個人層面的影響因素。在個體層面，主要針對企業的高管個人特征以及高管團隊特征。在個人特征方面，學者們主要探究了高管的年齡(Baiker et al.，2002)、任期長短(田丹和于奇，2017)、環保意識(曹洪軍和陳澤文，2017)以及學術背景(董佳宇等，2021)等對綠色創新的影響。在高管團隊特征方面，高管團隊性別異質性(Horbach and Jacob，2018)、學術經驗(He et al.，2021)、高管團隊注意力(吳建祖和華欣意，2021)等都可以成為影響企業綠色創新的內生因素。

2.3 董事會治理與綠色創新相關研究

董事會成員是公司戰略決策的核心主體，其對企業綠色創新戰略的作用毋庸置疑，但僅有少部分學者開始細化到董事會治理領域，探究董事會特征對企業綠色創新的影響。例如，王鋒正等(2018)實證證明了董事會治理會對企業的綠色技術創新產生正向影響。Muhammad等(2019)研究發現國際化董事有利于提高企業的綠色創新水平。肖小虹等(2021)研究發現董事高管責任保險對管理層的激勵效應抑制了高管的短視行為，有效地提升了企業的綠色創新。沈菲等(2022)研究發現海歸董事對企業的綠色創新活動有著積極的影響效應。Bin等(2022)研究發現董事會社會資本對企業的綠色創新水平具有積極的促進作用。

綜上所述，關于董事會非正式層級治理效應的研究還有待豐富，雖然有文獻關注到了董事會非正式層級與企業創新之間的關系，但學者們并未將綠色技術創新與一般創新進行區分，且僅僅停留在董事會非正式層級對企業創新的正向治理效應，并未對其負面效應進行探究。綠色技術創新不同于一般的技術創新，其融合了“綠色”的概念，強調企業在注重經濟目標的同時也要重視環境目標，實現經濟績效與環境績效的二元協調(馬媛等，2014)。因此，本文將基于這一視角來探究董事會非正式層級究竟是促進抑或阻礙了企業的綠色創新。

3.理論基礎與研究假設

董事會是公司治理的核心機構，深刻影響著公司戰略和公司績效。董事會在企業綠色戰略制定和綠色決策中起著至關重要的作用，是完善綠色治理結構、優化綠色治理機制的關鍵環節。董事會是會議型決策機構，董事會成員在決策時采取的是一人一票的具備公平性的決策原則，因此由于董事會成員個體能力及影響力等方面的差異所自發形成的隱性的非正式層級會對董事會治理的效率及效果產生重要的影響。具體而言，非正式的層級結構可能基于關系治理、聲譽約束等因素對公司的綠色創新產生積極的影響，同時也有可能由于團隊功能失調、“權威效應”等原因而影響綠色創新戰略的全面性與科學性。因此，董事會非正式層級究竟是推動還是阻礙企業的綠色創新，有待進一步研究。公司董事會肩負戰略決策、監督和咨詢等重要職能，本文將主要從董事會的決策職能和監督職能兩方面來進行解釋。

3.1 董事會的決策職能

一方面，非正式層級使得董事會內部自發地形成特定的等級次序，提高決策效率，進而推動綠色創新戰略。在監管嚴格的環保領域，企業更愿意了解和參照其他企業的環境戰略的選擇，即經濟學上的“羊群效應”和“從眾行為”，前沿信息與資源的獲取就顯得尤為必要，而地位較高的董事會成員具有更豐富的社會資本和更高的社會影響力，可以獲取有關綠色創新的具有競爭力的獨特資源，對綠色創新前沿認知和政策變化更加敏銳，更有能力制定科學的綠色創新決策，這也使得低層級董事更加期待高層級董事在綠色創新決策中所起的作用，在決策過程中也對高層級董事更為依賴，由此產生的期待與依賴會進一步轉換為低層級董事的尊重與信任(He and Huang，2011)，這種基于尊重與信任的關系契約的建立能夠緩解董事會內部的矛盾與沖突內耗，促進信息在董事會成員之間有效地流動與整合(Anderson and Brown，2010；陳仕華和張瑞彬，2020)，進而使得董事會在有限時間內關注到有關綠色創新的重要問題，短時間內在組織內部達成共識，做出更好的綠色創新決策。同時，清晰的非正式層級有利于在董事會成員間形成暢通的溝通渠道，促成決策參與者之間信息交換與知識分享(Mayer，2012)，使得董事會獲取了更多與綠色創新相關的有用信息，有效降低了信息不對稱程度，進而提高了企業綠色創新的決策效率與質量，達到綠色創新產出“增量提質”的雙重效應。此外，綠色創新決策是事關企業利益與可持續發展的重大決定，董事會成員在討論過程中難免會出現思維的碰撞，這時高層級董事基于自身的權威和影響力，在決策過程中充當“仲裁員”的角色，充分發揮協調和整合作用，減少討論過程中與組織共同目標和愿景相沖突的爭論，使董事間更快達成統一意見(He and Huang，2011)，從而提升董事會綠色創新決策效率，優化企業資源配置。

另一方面，董事會非正式層級可能導致低層級的董事“邊緣化”或“盲從”，進而降低綠色創新決策的效率和質量。根據功能失調論，權力層級導致團隊內部的沖突，高層級董事很有可能利用自身的權威去打壓低層級董事，沒有受到尊重的董事會成員處于邊緣地位(李長娥和謝永珍，2017)，壓抑且不自由的會議氛圍使得低層級董事不敢發表個人的看法，阻礙思想碰撞與信息共享，導致不明智的綠色創新戰略選擇。此外，長期處于壓抑狀態的低層級董事很有可能會對高層級董事產生不滿甚至嫉妒的情緒，由此產生地位沖突，在董事會成員之間形成競爭性行為(Bunderson et al.，2003)，大量時間被用于爭論，降低了董事會綠色創新決策的效率和質量。與此同時，還存在一種情形，由于地位較高的董事在董事會中擁有較大的權威，其他董事可能過于聽信高層級董事的觀點，盲目“順從”，阻礙了低層級董事不同意見的表達，而綠色創新決策更需要多元化的信息交流，因而可能出現一個人主導甚至決定公司綠色創新戰略決策，從而導致綠色創新決策質量低下。

3.2 董事會的監督職能

一方面，清晰的非正式層級增強了董事會對管理層以及董事會內部的監督效力，降低代理成本，提高企業的綠色創新水平。其一，綠色創新除了具備“創新”屬性，還具有“綠色”特征(馬駿等，2020)，企業需要在研發初期投入大量的資源，轉化周期長，具有較高的風險(李青原和肖澤華，2020)，從而導致管理層綠色創新意愿下降，減少資金投入以規避綠色創新有可能帶來的風險。董事會負責統籌企業的長期方針和策略，管理層能否滿足利益相關者關于改善生態環境問題、提升環境績效的訴求，在很大程度上取決于董事會是否進行了有效監督。董事會非正式層級通過引入關系治理增加了團隊成員間的互動與討論，減少董事會成員對權力的爭奪，增強了董事會的凝聚力、制衡力和獨立性，有效避免因董事之間相互制衡而導致的管理層權力過大(張耀偉等，2020)，使得董事會與管理層之間合謀成本更為高昂，進而提升董事會監督效率，有效識別和阻礙管理層在綠色創新決策中的機會主義行為(王曉亮，2020)，提高企業的綠色創新水平。其二，基于關系契約理論的觀點，非正式層級的存在使得團隊成員對自身聲譽更為關注。由于高層級董事往往擁有更多的兼職或更強的社會影響力，享有較高的社會聲譽和專業聲譽，高聲譽給他們帶來一定的報酬和任職機會，使得高層級董事更加重視其在行業中的“聲譽”不受到損害(Fama，1983)，這種聲譽機制給他們帶來激勵和約束，因此層級較高的董事為維護自身聲譽會更好地履行社會責任，而低層級董事也很有可能基于自身聲譽的考慮而支持高層級董事關于履行企業社會責任的想法。在倡導生態文明建設的當代，綠色創新能給企業帶來綠色、生態、節能、環保的標簽，是企業履行社會責任的一個重要方面，有利于樹立良好的企業形象，擁有較高層級的董事傾向于對企業的道德性做出一定的要求以提高自身形象，其具有強烈的動機利用董事會內部的非正式層級所賦予的地位與話語權，來監督整個董事會和其他董事個體的行為，低層級董事也愿意接受來自其他董事會成員的監督，協助促進綠色創新決策的達成。

另一方面，董事會非正式層級可能助長高層級董事的機會主義行為，引發高層級董事過度自信，不利于董事會內部以及對管理層的監督。綠色創新本身存在較高的風險和不確定性，其更需要董事會內部成員的相互監督以更好地規避風險，清晰的非正式層級使得高層級董事有更多的機會去操縱決策進程(武立東，2018)，引發“一言堂”的現象，但高層級董事僅僅代表了部分群體的利益，在綠色創新決策過程中很有可能做出有利于其所代表的部分主體利益而犧牲企業整體利益的機會主義行為，其他董事迫于高層級董事的權威無法對其行為進行有效的監督，進而導致代理問題日漸嚴峻，影響綠色創新戰略的全面性和科學性。同時，對于管理層由于風險規避而不愿進行綠色創新的問題，層級較高的董事可能會因為自身在董事會內部擁有較高的地位而對自己的判斷能力過度自信，忽視管理層的短視行為，而管理層可能也會基于高層級董事的權威而對其言聽計從，將其余成員的重要觀點拒之門外，進而對企業的綠色創新水平產生負面影響。除此之外，企業的董事會非正式層級越清晰，外界傾向于認為高層級董事越具有能力去引導低層級董事做出科學的綠色創新決策，這種“權威效應”有可能會使得外部投資者對企業的綠色創新戰略決策更為信任，從而降低了外部的監督效力，反而不利于推進企業的綠色創新活動。

基于上述分析，本文提出以下競爭性假設：

H1a：董事會非正式層級越清晰，企業的綠色創新水平越高。

H1b：董事會非正式層級越清晰，企業的綠色創新水平越低。

4.研究設計

4.1 樣本選擇與數據來源

本文以2010—2020年我國滬深A股上市公司為研究對象，按照如下的原則進行樣本的篩選：(1)剔除晚于2010年上市的公司；(2)剔除金融類上市公司；(3)剔除ST、*ST及退市公司；(4)對變量進行1%和 99%分位數的Winsorize處理，以此降低異常值的干擾。經過篩選、匹配，共收集到26781個企業—年份觀測樣本。其中，計算董事會非正式層級的數據來自國泰安數據庫(CSMAR)、中國研究數據服務平臺(CNRDS)，并結合Wind數據庫、巨潮資訊網等進行數據補充。企業綠色創新數據來自中國研究數據服務平臺(CNRDS)，其它數據來源于國泰安數據庫(CSMAR)和滬深交易所披露的上市公司年報，統計分析軟件為Stata15.1。

4.2 變量界定及說明

4.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為綠色創新(GI)?？紤]到企業的綠色創新投入很難從企業的研發投入中剝離，本文參照李青原和肖澤華(2020)的研究中關于專利指標的構建方法，以企業當年綠色專利申請數與1之和所取的自然對數作為綠色創新數量(GItal)的代理變量。同時，考慮到發明專利的技術含量較高，可能會對企業的綠色創新活動產生更為重要的影響，本文參考申明浩等(2022)的研究，以企業當年綠色發明專利申請數加1取自然對數的形式，來對綠色創新質量(GIinv)加以衡量。

4.2.2 解釋變量

本文的解釋變量為董事會非正式層級(Gini)。借鑒陳仕華等(2020)的研究方法，構建能夠代表董事會成員相對地位的指標以衡量非正式層級。首先，對董事會成員兼職數量、政治關聯以及媒體關注度這三個基礎性指標加以衡量，具體衡量方式如下：(1)董事會成員兼職數量，對兼職數量進行對數化處理；(2)董事會成員政治關聯，具有中央政府政治關聯取值為2，地方政府政治關聯取值為1，其它取值為0；(3)董事會成員媒體關注度，選取中國證券報、中國經營報、證券日報等具有影響力的中國媒體，統計董事正面和中性報道數量并進行對數化處理。其次，采用主成分分析法將上述三個基礎性指標合成以獲得衡量董事會成員地位的指標。最后，參考現有研究(He and Huang，2011；武立東等，2016；張耀偉等，2015)的做法，使用Gini系數(Gini，1912)測量董事會非正式層級清晰度：

4.2.3 控制變量

借鑒綠色創新影響因素的研究，本文選取以下控制變量：公司規模(Size)、財務杠桿(Lev)、盈利能力(ROA)、公司成立年限(FirmAge)、現金流比率(Cashflow)、成長性(Growth)、董事會人數(Board)、獨立董事比例(Indep)、管理層持股比例(Mshare)、第一大股東持股比例(Top1)、兩職合一(Dual)、產權性質(SOE)，并且對年度(Year)、行業(Industry)的可能影響加以控制。具體變量定義如表1所示：

表1 變量定義表

4.3 模型設計

為了考察董事會非正式層級與企業綠色創新之間的關系，同時考慮到綠色創新的產出需要一定的時間，因此將綠色創新變量進行滯后一期處理，得到的待檢驗模型設計如下：

GIi，t+1=α0+α1Ginii，t+∑βkCVi，t+θmYear+?nIndustry+εi，t

(1)

其中，GI為被解釋變量綠色創新，包括綠色創新數量(GItal)和綠色創新質量(GIinv)；Gini為解釋變量董事會非正式層級；CV代表控制變量；α0為常數項，α1為董事會非正式層級與綠色創新之間的回歸系數，β為控制變量的系數，ε代表隨機擾動項；Year代表年度虛擬變量，Industry代表行業虛擬變量。

5.實證結果與分析

5.1 描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計。在2010—2020年26781個樣本中，企業綠色創新數量(GItal)的最大值為5.407，平均值和中位數分別為1.181和0，標準差為1.460；而企業綠色創新質量(GIinv)的最大值為4.920，平均值和中位數分別為0.837和0。通過綜合觀察有關綠色創新數量與質量的統計數據，可以發現樣本中不同企業的綠色創新水平參差不齊，這也是當前我國企業綠色創新的現狀，即沒有統一的強制性要求，導致了企業與企業之間綠色創新行為的差異。董事會非正式層級(Gini)的平均值為0.149，標準差為0.060，這意味著上市公司內部存在非正式層級，而不同企業的非正式層級清晰度不盡相同。其他控制變量的描述性統計結果與現有文獻研究結果基本保持一致，在此不贅述。

表2 主要變量的描述性統計

5.2 相關性分析

主要變量的Pearson相關系數如表3所示。董事會非正式層級(Gini)與企業綠色創新數量(GItal)、綠色創新質量(GIinv)的相關系數都為0.07且在1%的置信水平上顯著，初步表明董事會非正式層級會對企業綠色創新水平產生正向影響。企業規模(Size)、財務杠桿(Lev)、盈利能力(ROA)等變量與企業綠色創新水平(包括GItal和GIinv)均顯著相關，因此將以上變量納入控制組具有一定的合理性。不難發現，除了公司規模(Size)與財務杠桿(Lev)、董事會人數(Board)與獨立董事比例(Indep)之間相關系數的絕對值超過0.5之外，其他變量之間相關系數的絕對值均較小。為了進一步確定模型不存在嚴重的多重共線性問題，本文計算各主要變量的方差膨脹因子VIF值，所有變量的VIF值均在3以內，VIF均值均小于1.5，故模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量間的相關系數

5.3 回歸結果分析

表4報告了主假設的檢驗結果，即探討董事會非正式層級對企業綠色創新的影響。其中，第(1)列選取企業綠色創新數量(GItal)作為被解釋變量，董事會非正式層級(Gini)作為解釋變量，在加入所有控制變量并控制年度與行業效應后進行OLS回歸，可以發現董事會非正式層級與企業綠色創新數量之間的回歸系數為0.679，t值為4.708，在1%的置信水平上顯著，表明董事會非正式層級正向影響企業綠色創新數量；第(2)列則列示了董事會非正式層級(Gini)與企業綠色創新質量(GIinv)之間的回歸結果，兩者之間的回歸系數為0.647，t值為5.051，也在1%的置信水平上顯著，表明董事會非正式層級會對企業綠色創新質量產生正向的影響效應。綜合上述分析可以發現，清晰的董事會非正式層級能顯著提高企業的綠色創新水平，包括綠色創新的數量與質量，由此驗證了假設H1a。

表4 董事會非正式層級與企業綠色創新回歸結果

5.4 穩健性檢驗

5.4.1 滯后期檢驗

考慮到綠色創新產出周期較長，董事會非正式層級促使企業綠色創新水平提升的效果傳導更可能存在時間上的滯后性。因此，為了緩解滯后效應對結果產生的影響，本文運用增加滯后期的方式對模型結果的穩健性進行檢驗，分別用滯后兩期、三期的綠色專利申請數或綠色發明專利申請數加1取對數的形式分別對綠色創新的數量與質量加以衡量。滯后期檢驗的回歸結果如表5所示，可見本文主效應的檢驗結果具有一定的穩健性。

表5 穩健性檢驗：滯后期檢驗

5.4.2 制造業樣本回歸測試

制造業企業是實體經濟的基礎與國民經濟的支柱、經濟高質量發展的關鍵環節，《中國制造2025》的頒布，預示著制造業企業構建綠色制造體系、加快綠色創新步伐的重大意義。因此，考慮到行業樣本之間的系統性差異很有可能對研究結果產生影響，本文剔除與綠色創新關聯性不強的行業，僅選取具有代表性的制造業樣本進行穩健性測試。如表6所示，實證結果與前文結果保持一致。

表6 穩健性檢驗：改變樣本行業

5.4.3 傾向得分匹配法(PSM)

為避免由于樣本選擇所帶來的偏差，以及存在企業性質、董事會規模等方面的差異，可能致使董事會非正式層級并不會顯著影響企業的綠色創新水平，本文采用傾向得分匹配法來解決可能存在的內生性問題。根據董事會非正式層級的均值將其分為高分位組和低分位組，選取本文的控制變量作為協變量，隨后采取1∶1近鄰匹配方法，匹配后的各變量標準化偏差均低于10%，且根據t-test結果兩組之間不存在系統性差異，繼而對董事會非正式層級與綠色創新的關系進行回歸分析?；貧w結果如表7所示，董事會非正式層級與綠色創新數量(GItal)和綠色創新質量(GIinv)之間的回歸系數分別為0.744和0.715，且均在1%的置信水平上顯著，得出的結果與前文結論保持一致。

表7 穩健性檢驗：傾向得分匹配法

5.4.4 Heckman兩階段模型

為有效緩解由于樣本選擇性偏差所導致的內生性問題，本文借鑒了何瑛和馬添翼(2021)的研究，采用Heckman兩階段模型來進行內生性檢驗?？紤]到第一階段的因變量需要為二元變量，因此，本文構建被解釋變量Gini_group，當董事會內部存在非正式層級時取1，否則取0。借鑒以往的研究，本文選取董事會規模(Board)、公司規模(Size)、財務杠桿(Lev)等變量作為董事會非正式層級構建的影響因素，由此回歸計算出逆米爾斯比率(IMR)，并將第一階段計算得到的逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量代入到基礎模型中重新進行回歸。

回歸結果如表8所示，選擇方程得到的逆米爾斯比率(IMR)是顯著的，也就證明了原模型確實存在一定的樣本自選擇問題，因此采用Heckman模型是有效的。從第二階段回歸方程結果可以看出，在剔除樣本自選擇問題后，原模型回歸結果的質量得以提升，原假設仍然成立。

表8 穩健性檢驗：Heckman兩階段模型

6.進一步分析

6.1 機制檢驗

綠色創新具有雙重外部性，其所帶來的環境效益與社會效益之和通常大于經濟效益，并且產出周期長、結果具有不確定性，難以促進企業短期經濟效益的增長，違背管理層個人利益最大化目標，因此在綠色創新活動的決策上很容易導致管理層自利行為的發生。根據關系契約理論，清晰的董事會非正式層級加強了董事會成員的團結程度和凝聚力，進而提高董事會的獨立性，有利于對管理層的機會主義行為進行有效監督，緩解代理沖突，減少管理層自利行為。因此，本文認為董事會非正式層級通過減少管理層自利行為，進而提高了綠色創新水平。

借鑒羅煒和朱春艷(2010)的研究，同時考慮到結果讀取的便利性，本文將資產周轉率的相反數作為管理層自利行為(Self)的替代指標，資產周轉率的相反數越高，管理層自利行為也就越強。隨后，本文借鑒溫忠麟等(2004)的研究，采用逐步法進行檢驗。從表9第(2)列和第(5)列可以看出，董事會非正式層級能夠抑制管理層自利行為，并且管理層自利行為與綠色創新之間的系數都顯著為負，表明管理層自利行為的中介效應顯著。

表9 中介效應檢驗結果

6.2 異質性分析

6.2.1 內部控制的異質性

內部控制是公司內部制度安排的重要體現，內部控制質量的高低對于公司的內部決策以及投資與價值的轉換率都發揮著不容小覷的作用。在內部控制質量較高的公司，方便快捷的信息溝通機制使得企業能夠及時、準確地收集和傳遞各種信息，不同層級董事之間的信息溝通與交流更加順暢，進一步降低了信息不對稱(樹成琳，2016)，使得董事會非正式層級在決策中更好地發揮作用，綠色創新決策也更加全面與科學。同時，高質量的內部控制作為公司治理的有效途徑，可以提高企業資源調配的效率以及風險管控的能力，為綠色創新決策提供資源和后盾，緩解董事會的后顧之憂，從而更好地發揮董事會非正式層級的正向治理效應。除此之外，良好的內部環境將對公司的組織結構、管理層理念和企業文化做出要求，引導企業制定符合未來長期發展的戰略，承擔更多的社會責任，由此董事會將有更為充分的動機發揮其內部非正式層級的治理效應，推動企業進行更多的綠色創新活動。由此本文認為在內部控制質量較高的企業中，董事會非正式層級更能有效地促使企業開展綠色創新活動。

本文用迪博內控指數作為內部控制(IC)的代理變量，根據內部控制指數的中位數，將樣本分為內部控制水平較高以及內部控制水平較低的兩組進行分組檢驗。結果如表10所示，可以看到在內部控制水平較高的樣本中，董事會非正式層級(Gini)與綠色創新數量(GItal)及質量(GIinv)之間的回歸系數分別為0.957和0.944，且都在1%的置信水平上顯著，而在內部控制水平較低的樣本中則均不顯著，證實了當企業的內部控制水平較高時，企業受到董事會非正式層級影響而選擇進行綠色創新活動的傾向更強，并且綠色創新的質量也更有保障。

表10 異質性檢驗：內部控制

6.2.2 媒體關注的異質性

在當今高度信息化的時代，信息傳播的速度、廣度和深度都發生著前所未有的革新，社交媒體日益滲透到公司治理的進程中，對企業的戰略決策產生重要的影響。在媒體關注度較高的情況下，企業面臨的非正式環境合法性壓力變大，一方面，媒體關于環境的報道很可能對企業產生輿論壓力，輿論的壓力容易使得企業放大綠色創新的失敗風險，誘發管理者的短視動機，進而導致企業為迎合公眾的監督而產生“漂綠”行為，此時，董事會非正式層級對于管理者短視行為的監督將更具價值，更有利于提升企業的綠色創新水平。另一方面，在媒體的作用下，企業的綠色創新行為能產生廣泛的聲譽效應，能夠提升企業乃至董事個體的形象，董事會成員由此也更重視利益相關者的可持續發展訴求，一定程度上會強化董事會非正式層級對綠色創新決策的影響。因此，本文認為在媒體關注度較高的情況下，董事會非正式層級對企業綠色創新的促進作用更加顯著。

借鑒現有文獻，本文選取CNRDS數據庫中網絡財經新聞量化統計數的日度數據加總獲得年度報道數量，并將標題中出現該公司的新聞總數加1取對數作為媒體關注(Media)的代理變量。根據媒體關注的中位數，將樣本分為媒體關注度較高以及媒體關注度較低的兩組進行分組檢驗。

檢驗的結果如表11所示，可以發現當企業面臨較高的媒體關注時，董事會非正式層級(Gini)與綠色創新數量(GItal)及綠色創新質量(GIinv)的回歸系數分別為1.066和1.042，在1%的置信水平上顯著；而在媒體關注度較低的樣本中，兩者的系數均不顯著?；貧w結果證實了當企業的媒體關注度較高時，清晰的董事會非正式層級更能提高綠色創新決策的全面性和科學性，進而不僅提高綠色創新數量，同時也使得綠色創新質量得到了有效提升。

表11 異質性檢驗：媒體關注

6.2.3 融資約束的異質性

融資約束指的是企業在對外融資時受到的限制，使其不能向規劃的項目投入足夠的資金(Fazzarri et al.，1988)，學者們普遍認為融資約束是影響企業綠色創新水平的重要因素(楊國忠，2019；葉翠紅，2021)，下文將試圖探究不同程度的融資約束對董事會非正式層級與企業綠色創新之間的關系產生的影響。

綠色創新活動在研發前期需要持續、穩定的資金投入，風險高，回報具有較大的不確定性，面臨更為嚴峻的融資約束限制。較高的融資約束使得企業的綠色創新活動難以從外部獲取充足的資金，較大的資金壓力成為阻礙企業綠色創新技術進步的屏障(康志勇，2013)，巧婦難為無米之炊，董事會非正式層級對企業綠色創新的提升效果就沒那么明顯。同時，融資約束壓力容易讓董事會將有限的資源更多地放在經濟效益以及企業的發展上，更容易忽視利益相關者關于環境問題的訴求，降低了董事會實施綠色創新的意愿，弱化董事會非正式層級的正向治理效應。因此，本文預期當企業面臨相對寬松的融資環境時，董事會非正式層級對綠色創新水平的促進效果更強。

現有文獻主要采用四種方式對公司的融資約束程度進行衡量，分別是KZ指數、SA指數、WW指數與FC指數。借鑒鞠曉生(2013)的研究，本文選取SA指數來對公司的融資約束水平加以測度，SA指數表達式為：

SA=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age

(2)

其中，size代表年末總資產(百萬元)的自然對數，age代表企業成立年限。由于按照SA指數模型所計算出的SA指數全部為負數，為計算方便，本文將SA指數取絕對值作為融資約束(Sa)的代理變量，Sa越大，則代表企業的融資約束程度越高。根據融資約束的中位數，將樣本分為融資約束程度較高以及融資約束較低的兩組進行分組檢驗。由表12的分組回歸結果可以看出，在融資約束程度較低的組別，董事會非正式層級與企業綠色創新數量(GItal)及質量(GIinv)之間的回歸系數分別為1.108和1.017，均在1%的置信水平上顯著為正，而在高融資約束的情形下則不顯著，結果表明當企業的融資壓力越小時，清晰的董事會非正式層級越能促進企業綠色創新活動“增量提質”。

6.2.4 政府環保補助的異質性

政府環保補助是政府對企業綠色創新的財政資助，一方面，政府環保補助直接增加了綠色創新的研發資金，資金的保障可以有效緩解綠色創新活動存在的風險與收益失衡問題，董事會成員在制定綠色創新戰略時就會減少資金鏈斷裂、缺少技術人才支撐等潛在風險上的顧慮，并且非正式層級的存在所帶來的信息共享效應，有利于董事會成員對環保補助的用途和分配進行充分的討論，提高資源的利用效率，促進企業的綠色創新活動。另一方面，環保補助具有“認證效應”和“信號傳遞效應”(王旭等，2019)，環保補助一定程度上是政府對公司實力的認可，政府給予企業環保補助，其實也是在向外部傳遞該企業進行綠色治理的“利好信號”，有利于為企業樹立良好的綠色形象，不僅能為企業擴寬外部融資渠道，而且能在一定程度上提高董事會成員的聲譽，在政府環保補助所帶來的外部監督的壓力下，非正式層級的存在有利于董事會更好地發揮其監督作用，促使企業保質保量地開展綠色技術創新活動?；谏鲜龇治?，本文將進一步檢驗政府環保補助對董事會非正式層級與企業綠色創新關系的影響。

借鑒先前學者的研究，本文選取公司財務報表附注中“政府補助”項目的明細數據，手工篩選帶有“節能減排”“污染防治”等環保關鍵詞的數據，加總求和作為當年企業環保補助的金額，作為當年政府環保補助(Esub)的代理變量，根據政府環保補助金額的中位數，將樣本分為環保補助金額較高以及環保補助金額較低的兩組進行分組檢驗。結果如表13所示，可以看到在政府環保補助金額較高的樣本中，董事會非正式層級(Gini)與綠色創新數量(GItal)及綠色創新質量(GIinv)的系數均在5%的置信水平上顯著；在政府環保補助金額較低的樣本中，系數雖為正但并不顯著，結果表明，企業所獲取的政府環保補助越多，董事會非正式層級對企業綠色創新的正向影響越明顯。

6.3 董事會正式與非正式層級差異化影響分析

通過上文的分析，可以發現董事會非正式層級對企業的綠色創新決策有積極的影響，而董事會正式層級作為董事會內部一項重要的制度安排也有可能在綠色創新決策過程中發揮一定的作用。然而，會議型決策機構一人一票的決策原則在一定程度上弱化了董事會正式層級作用的發揮，同時董事會內部關于董事職位的描述比較模糊，正式規則和程序很難對董事的工作進行有效指導(Johnson et al.，2013)，由此可以預期，相比董事會正式層級，董事會非正式層級會對企業的綠色創新決策產生更為重要的影響。因此，本文將從董事會正式層級與非正式層級兩個層面來考察其對企業綠色創新水平的差異性影響。

參考衛旭華等(2015)、李長娥和謝永珍(2017)的研究，本文對董事會成員的任職情況進行相應的賦值，若董事會成員同時兼任董事長和CEO則賦值為3，若董事會成員是CEO或董事長中的任意一個則賦值為2，若董事會成員既不是董事長又不是CEO則賦值為1。隨后，計算出董事會正式層級分布情況的標準差與平均值，將兩者相除所得的變異系數作為董事會正式層級(Bfp)的衡量指標。為了探究董事會正式層級與企業綠色創新之間的關系，本文構建如下模型：

GIi，t+1=α0+α1Bfpi，t+∑βkCVi，t+θmYear+?nIndustry+εi，t

(3)

首先，本文利用回歸模型得出董事會正式層級和非正式層級與企業綠色創新之間的回歸系數；其次，將兩者的回歸系數除以標準差，計算出各自的變異系數；最后，比較變異系數的大小，以此分析董事會正式層級和非正式層級對企業綠色創新影響的差異。結果如表14所示，從第(1)(2)列可以看出，董事會非正式層級(Gini)和董事會正式層級(Bfp)對企業綠色創新數量(GItal)的回歸系數分別為0.679和1.022，且均在1%的置信水平上顯著，說明清晰的董事會正式層級和非正式層級都可以提高企業的綠色創新數量，通過比較兩者的變異系數可以發現，董事會非正式層級的變異系數4.72大于董事會正式層級的變異系數3.55。同理，在關于綠色創新質量(GIinv)的回歸分析中，董事會非正式層級的變異系數為5.05，也同樣大于正式層級。由此，上述結果表明相較于正式層級，董事會非正式層級對企業綠色創新的正向影響更為明顯。

表14 董事會正式層級與非正式層級對企業綠色創新影響的差異分析

7.研究結論與政策建議

7.1 研究結論

本文以2010—2020年滬深A股上市公司為研究樣本，探討了董事會非正式層級對企業綠色創新的影響效應與作用機制，并探討了不同情境因素對兩者關系的影響。通過理論與實證分析，主要得出以下結論：第一，董事會非正式層級與企業的綠色創新之間存在顯著的正相關關系。第二，在進一步分析中，本文選取管理者自利行為作為中介變量，研究發現，董事會非正式層級能夠有效抑制管理層自利行為，從而提高企業的綠色創新水平。第三，通過異質性檢驗，本文發現在企業內部控制較好、媒體關注度較高、融資約束程度較低以及政府環保補助較高的企業中，董事會非正式層級對企業綠色創新數量及質量的正向效應更為顯著。相較于正式層級，董事會非正式層級更能有效地提升企業的綠色創新水平。

7.2 政策建議

本文的研究結果對于上市公司董事會建設及綠色創新水平的提高具有一定的指導意義：

第一，企業要注重董事會成員間的能力和專業互補性，塑造董事會內部非正式的層級結構，助力企業的綠色創新戰略。企業綠色創新決策不僅受環境規制、組織程序等正式制度的影響，還會受董事會內部非正式層級的影響。因此，為有效推進企業的綠色創新行為，同步提升綠色創新的數量和質量，應更加重視公司內部非正式治理機制所發揮的作用，在選聘董事會成員時，不必追求全明星陣容的董事會，而是考慮董事會內部社會資本的差異對企業綠色創新的影響，塑造適度的內部層級關系，提高董事會非正式層級的清晰度，增強團隊成員之間的信任關系，從而減少董事會內部的意見和分歧，提高決策和監督的效率，助力企業制定科學的綠色創新決策。

第二，企業完善內控機制，外界加強媒體監督，打好內外部“組合拳”，更好發揮董事會非正式層級綠色治理效應。企業要重視內部控制制度的設計與實施，塑造良好的內部控制環境，通過信息傳導機制的改善、企業文化的要求等方面，強化董事會非正式層級的正向治理效應，助力企業的綠色創新活動，為國家生態文明建設貢獻企業力量。此外，外界的聲音可以對企業的內部治理行為產生影響，因此對于媒體工作者來說，應當積極發揮信息傳播能力的優勢，增加公司各種事件的曝光度，展示媒體關注的力量，從而實現提升企業綠色創新水平的目的。

第三，政府可以通過暢通融資渠道、發放環保補助等方式，優化營商環境，為企業的綠色創新活動“保駕護航”。具體而言，我國應加快構建多層次的資本市場，營造良好的外部融資環境，通過提供多樣化的金融工具和融資手段等方式暢通企業的融資渠道，為企業綠色創新活動提供豐富的融資方式和融資選擇，解決融資難、融資貴問題，進而引導企業開展更多的綠色創新活動。同時，政府應當扮演好“服務者”的角色，權衡多方面因素，制定科學合理的綠色創新鼓勵政策，進一步明確企業在綠色創新中的主體地位，為企業提供環保補助等優惠政策，加強監督與評估，在對環保補助進行分配的過程中可以將董事會內部非正式的層級結構適當地納入考慮因素中，助力國家綠色發展之路。