明星高管對企業綠色創新的影響

徐 建 韓慧敏

（天津財經大學商學院，天津 300222）

引 言

改革開放以來，在中央政府的持續關注下，中國的環境治理取得重要進展。企業是經濟發展的助推器，同時也是自然環境的破壞者，是環境治理的重要主體和關鍵行動者［1］。作為企業環境治理關鍵行為之一，綠色創新形成的綠色專利可以在生產經營活動過程中節約資源，提高能源效率，或者直接用于污染防治，而且對產業升級和轉型都具有重要意義［2］。然而，由于綠色創新獨具的雙重外部性，在實踐中，企業主動進行綠色創新的動機較弱。因此，深入探索公司治理機制，從而提高企業高管的綠色創新意愿，實現企業綠色高質量發展就顯得尤為必要和緊迫。

在媒體高度發達的網絡時代，企業隨時都接受著各種利益相關者的監督。相較于企業主體，企業高管的個人特征、經歷等更受社會大眾關注［3］。出于迎合公眾認知偏好和獲取更多廣告收入的動機，媒體熱衷于推出企業界的“明星” 高管榜單［4］。明星高管榜單一經發布，社會各方的觀點、情緒等在網絡空間中迅速集聚、碰撞和流傳，信息量呈爆炸式增長，明星高管會在極短時間內受到社會公眾等各類利益相關者的關注。這對于高管而言是一把雙刃劍，在此過程中，高管的自信、薪酬、議價能力等得到提升；同時高管也將面臨更高的期望和更多的社會監督［5］。雖然已有研究開始關注明星高管對企業會計行為［4，6－10］、企業責任行為［11，12］、企業績效后果［5］的影響，但明星高管對企業綠色創新所發揮的作用并未引起理論界的足夠關注。

人類和企業的活動影響自然環境，并受到自然環境的影響，人類和企業對自然環境負有道德責任。因此在利益相關者中，自然環境起著至關重要的作用［13］?；诶嫦嚓P者代理理論［12］，公司高管作為所有的利益相關者的代理人，他們負責協調不同利益相關者的差異化需求，并實現自己利益的最大化。實施綠色創新戰略，對高管來說是“昂貴” 的，盡管從長期來看，可以為公司帶來競爭優勢、實現財務增長，但短期內環境目標與財務目標存在較大沖突［14］。因此，當公司高管在分配資源去進行綠色創新時，存在機會主義行為。但高管成名后對自己“明星” 身份的認同會傾向于實施更多有利于利益相關者的道德行為［15］，包括應對自然環境訴求的綠色創新行為。這是因為，更多的關注意味著對明星高管的更多約束與監督，明星高管所在企業實施不利于外部利益相關者的行為更容易被公眾發覺；同時，明星高管相對于普通高管在心理上更加自信，也更偏好于高風險的活動［16，17］。

基于此，本文選擇“年度經濟人物”、“中國上市公司最佳CEO”、“中國最佳商業領袖”、“中國最具影響力的50 位商界領袖” 4 項榜單中的高管為研究樣本，實證檢驗了明星高管對企業綠色創新的影響。為了控制明星高管與企業綠色創新之間可能存在的互為因果問題，本文首先采用傾向性得分匹配法對樣本進行匹配，之后再使用普通最小二乘估計方法進行回歸。研究發現明星高管顯著促進了企業綠色創新水平；代理成本在明星高管與企業綠色創新之間起到中介作用；公眾環境關注度和產權性質對明星高管與企業綠色創新之間的促進關系起到正向調節作用。進一步研究發現明星高管不僅促進企業策略性綠色創新，而且有助于企業實質性綠色創新。

本文豐富了明星高管帶來的組織后果的相關研究。不同于已有文獻都是關注明星高管對企業財務行為的負面影響，本文從明星高管容易引起更多社會關注的角度探討了明星高管對企業綠色創新的積極作用，并揭示了明星高管發揮積極作用的內在機理；本文還豐富了企業綠色創新影響因素的相關研究。不同于已有文獻從外部環境［18］或高管特質［19］的內部要素方面探討企業綠色創新的影響因素，本文從明星高管角度探討高管如何驅動企業綠色創新，研究結果表明明星身份增強了高管的動機和能力，進而促進企業綠色創新；此外，本文還討論了明星高管對企業綠色創新的影響在地區和產權層面的異質性，發現公眾環保關注度和產權性質會調節明星高管對企業綠色創新的關系，補充了關于明星高管如何影響企業綠色創新的文獻。

1 理論分析與研究假設

1.1 明星高管與企業綠色創新

明星高管是指享有很高社會認可度和關注度、可以獲得來自公眾的積極情緒反應的人［20］。已有研究關注了明星高管的特征，該類研究為探討明星高管與企業綠色創新的關系奠定了基礎，如高管獲獎會提升其過度自信、傲慢等個人特質［16，21］，顯著提高了心理特權感［8］，但同時也帶來了壓力，增加了投資者對明星高管所在企業的更多期望［22］。關于明星高管與企業行為的研究，大多數文獻從財務視角關注了明星高管對企業投資效率［9］、盈余管理［6］、風險承擔［7］、信息披露［4］和財務不當行為［8］的影響，僅有少量文獻從社會責任角度關注明星高管對內外部社會責任活動［12］和ESG 績效［11］的影響，鮮有文獻探討明星高管與企業綠色創新的關系及其作用機制，而這正是本文關注的重點。

與一般創新相比，綠色創新具有更高風險、更大資金投入和更強外部性。公司實行綠色創新活動需要投入大量的資源和時間，同時在推向市場的過程中存在著大量的不確定性。此外，在短期內，實行綠色創新會降低實際和預期的財務業績，較低的財務業績將導致較低的高管薪酬。因此，出于理性人假設，高管因風險規避的考慮不會主動采取綠色創新，更不會主動實現企業綠色轉型［18］。但高管作為企業的重要決策者，其認知、觀點會影響整個企業的戰略決策和發展方向。高管的明星身份使得高管享有很高的社會關注度，社會公眾會對高管環境治理方面的決策施加更為嚴格的監督。本文認為明星高管會實施更多企業綠色創新行為，具體原因如下：

（1） 與其他高管相比，明星高管在綠色創新方面具有更強的動機。由于綠色創新高投入、高風險、收益滯后等特征，高管在實施綠色創新時意愿不足?；诮巧J同理論和角色約束理論，明星高管基于對自己“明星” 身份的認同，會傾向于實施更多有利于利益相關者的道德行為［15］，且高管成名后會面臨更多的外部關注。隨著社會大眾的環保意識不斷提升，公眾越來越重視企業的綠色表現。在關鍵利益相關者和公眾眼中，獲得名人身份的高管被認為是具有高質量和可信度的成功企業領導者［5，23］。所以，社會大眾會產生明星高管所在的企業應該積極承擔社會責任、綠色表現會更加完美、擔任行業內的領頭羊等高期望。更多的關注意味著更多的約束，高管以及企業的行為會受到無數“無形的眼睛” 的監督。根據“愛惜羽毛假說”，高管為了持續獲得“明星” 身份的紅利，再加上中國獨特的“好面子” 文化背景的影響，明星高管會有更強烈的動機維護自己的良好聲譽和形象，進而傾向于實施更綠色創新行為來投“公眾所好”。

（2） 與其他高管相比，“明星身份” 增強了高管在綠色創新方面的能力。高管成名后心理上會變得更加自信，獲取更高的薪酬和更強的議價能力、提升了高管權威和話語權，他們對自己的能力與判斷更加自信，而且也有足夠的權力去實施自己的抱負。這些作用會促使高管傾向于采取高風險的方案［16，17］，綠色創新就是其中的一種選擇。此外，明星高管需要通過綠色創新決策達到公眾的高期望來維護自己的聲譽。一旦企業達不到公眾的期望，明星高管聲譽崩塌可能會非常迅速、徹底［24］。綠色創新能夠滿足明星高管的對風險的追求、能夠維護自己良好聲譽、身份并且能夠應對外部監督。

總的來說，相較于非明星高管，明星高管更具備提高綠色創新水平的動機和能力。因此，本文提出以下假設：

H1：明星高管會促進企業提高綠色創新水平。

1.2 代理成本的中介效應

高管作為所有利益相關者的代理人，不能僅僅為滿足股東利益最大化而努力，而應嘗試滿足更廣泛的利益相關者的訴求。但實行綠色創新戰略需要投入大量的資源和時間，同時在短期內，實行綠色創新戰略會降低實際和預期的財務業績。鑒于環境績效和財務績效之間的沖突，實施綠色創新戰略無法使企業在短期內獲得實在的利益，一定程度上會削弱高管的實施動力。

但明星身份在一定程度上通過減少高管的代理成本，增加了高管實施綠色創新的動機和能力。原因在于高管成名后，自身的極度自信會提升，同時也將面臨更大的合法性壓力［11］，這可以部分減弱高管在心理上對綠色創新風險承擔的恐懼，增加其抗風險意愿，抑制高管對短期私利的追逐；同時，高管成名后，所面臨的社會公眾和媒體以及投資者的關注增多，這些利益相關者會對高管環境治理方面的決策施加更為嚴格的監督。在此情況下，明星身份削弱了高管的機會主義行為，高管會積極實施綠色創新以響應眾多利益相關者的訴求。因此，本文提出以下假設：

H2：明星高管通過降低代理成本提高企業綠色創新水平。

1.3 公眾環保關注度的調節作用

環境治理主體不僅包括企業、政府和社會組織，還包括社會公眾，社會公眾是環境治理的最廣泛的參與者［1］。社會公眾能夠通過公眾輿論影響企業的環境治理行為，也能夠通過購買行為對企業的環境治理行為施加影響?？梢?，社會公眾對環境的關注度越高，明星高管實施綠色創新行為的動機越強烈。

國家綠色發展戰略的實施，不僅提高了社會公眾的環保意識和監督動機，也使越來越多的公眾加入到環保實踐工作中來，使環境保護成為公眾廣泛認可的道德規范［25］。隨著公眾對環境的關注度提升，企業環境行為違規被發現的風險也越大。明星高管對“明星” 身份的認同和維護良好社會聲譽的動機，促使高管實施投“公眾所好” 的行為。此外，社會公眾的外部監督會“倒逼” 企業開展合法合規的綠色創新活動，提升企業的綠色創新水平。因此，公眾環保關注加強了明星高管對企業綠色創新的影響。據此，本文提出以下假設：

H3：公眾環保關注度正向調節明星高管對企業綠色創新的影響。

1.4 產權性質的調節作用

國有企業是國民經濟的重要組成部分，國有企業本身的性質和目標決定了承擔環境治理責任是與生俱來的重要職責。此外，相比非國有企業，國有企業面臨更多的公眾關注，對享有行政級別的國企高管而言，企業形象通過影響官員形象進而影響升遷；國有企業也受到更強的社會監督，關于環境污染等負面信息的報道更容易受到媒體的關注，從而給國有企業帶來較強的輿論壓力。所以出于政治動機，國有企業更加主動、也更加愿意要求企業履行環境責任。

因此，相比于非國有企業，社會公眾對國有企業的環保責任期望更高。與之相對應，其國有企業的高管在成名后“負擔” 也更大。此外，政府官員對于聲譽的追求遠遠超過企業家。國企高管的“準官員” 身份，決定了其同樣會受到目標責任制和晉升錦標賽的影響。與政府官員類似，國有企業高管同樣具有追求政治晉升的強烈動機［26］。隨著中央政府將環境治理指標納入績效考核，地方官員開始在環境治理方面開展晉升錦標賽。這決定了國有企業高管在“明星” 身份和晉升激勵加持下，有更強烈的動機維護自己的良好聲譽和形象。因此，與非國有企業相比，國有企業明星高管對企業綠色創新的影響更強。據此，本文提出以下假設：

H4：產權性質正向調節明星高管對企業綠色創新的影響。

2 研究設計

2.1 樣本選取和數據來源

本文選取2012～2022 年我國A 股上市公司作為初始樣本。綜合考慮媒體評選獎項的權威性、關注度和歷年數據的可獲得性，本文手工收集了2012～2022 年中國亞洲經濟發展協會、《環球時報》 等“年度經濟人物”、《福布斯》 “中國上市公司最佳CEO”、《第一財經》 “中國最佳商業領袖”、《財富》 “中國最具影響力的50 位商界領袖榜單” 4 項榜單的上榜高管作為明星高管的樣本數據，其他數據來源于Wind 數據庫和CSMAR 數據庫。根據研究的需要，樣本的篩選處理程序如下：（1） 剔除金融行業的上市公司；（2） 剔除ST、?ST 特殊處理的上市公司；（3） 剔除資產負債率大于1 的上市公司；（4） 剔除數據庫中財務數據缺失的樣本。最終可用的樣本有1479 個。為了消除極端值的影響，本文對連續變量處于0 ～1%和99% ～100%之間的極端值樣本采用Win?sorize 處理。

2.2 變量測量

（1） 被解釋變量：綠色創新（GI）

企業微觀個體層面的綠色創新水平主要采用企業當期綠色發明型專利申請量與綠色實用型專利申請量之和來衡量。其中，綠色專利的分類采用世界知識產權組（WIPO）于2010 年發布的《國際專利分類綠色清單》 中的IPC 分類號為分類標準。由于專利通過最終審查并授予需要花費大量時間，存在滯后性，企業申報專利就可以表明已經進行了創新活動。所以，本文參考王馨和王營［18］的做法，將綠色專利申請數量加1 后取自然對數作為企業綠色創新的代理變量。

（2） 解釋變量：明星高管（StarTM）

本文借鑒醋衛華和李培功［27］的做法，將是否入選媒體發布的高管榜單作為明星高管的代理變量，如果公司高管當年入選明星榜單，則為1，否則為0。榜單具體包括中國亞洲經濟發展協會、《環球時報》 等“年度經濟人物”、《福布斯》 “中國上市公司最佳CEO”、《第一財經》 “中國最佳商業領袖”、《財富》 “中國最具影響力的50 位商界領袖榜單” 4 項?？紤]到從高管成為明星高管，到做出綠色創新決策，再到有綠色創新成果需要耗費一定的時間，所以，將明星高管做滯后1 期處理。

（3） 中介變量：代理成本（Mfee）

借鑒戴亦一等［28］的研究，將經營費用率作為代理成本的度量指標，即（銷售費用＋管理費用）除以營業收入。

（4） 調節變量：公眾環境關注度（Pc）和產權性質（Soe）

本文借鑒楊柳等［29］的做法，以“環境污染”為關鍵詞在百度指數趨勢分析中檢索，計算各地區各年的均值為公眾環保關注度（Pc）的代理變量。借鑒于連超等［30］的做法，國有企業取1，否則取0，構成Soe這一指標衡量企業產權性質。

（5） 控制變量

參考醋衛華和李培功［27］、李青原和肖澤華［31］、李江雁和鄒立凱［32］的研究，本文在企業特征方面，選擇公司規模、員工規模、公司年齡、產權性質、市場績效、現金流水平、總資產凈利率作為控制變量；在企業所處地區方面，選擇人均GDP作為控制變量；在公司治理方面，選擇管理層平均年齡、管理層薪酬作為控制變量。此外，還同時控制了行業和年度效應。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

表2 匹配后的明星高管分年度分榜單統計

2.3 PSM 樣本選擇

媒體按照其標準評選高管的過程不完全是客觀的，會受到企業所處行業、高管采取主動行為等多重因素的影響，同時綠色創新水平高也可能是高管入選榜單的原因之一。這些因素可能會導致明星高管與非明星高管之間存在自選擇及反向因果問題。本文使用傾向得分匹配法（PSM），為實驗組匹配對照組樣本來緩解這種問題。借鑒Malmendier 和Tate［6］、呂文棟等［7］的做法，選擇公司市值、賬面市值比、公司規模、資產負債率、公司績效、高管年齡、高管任期、行業、年份作為匹配變量。借鑒于李勝等［4］的匹配方法，運用Logit 回歸，進行有放回的、1 對4 最近鄰匹配，最終得到1479 個匹配觀測值。為了確保匹配的有效性，用Pstest 命令進行平衡性檢驗，結果顯示匹配后所有協變量的t 檢驗結果均遠遠大于10%，表明所有協變量均通過平衡性測試（4 個獎項涉及439 名高管，其中31 名高管在同一年被評選為多個獎項）。

2.4 模型設定

本文構建模型（1） 檢驗明星高管對企業綠色創新的影響。

為了檢驗代理成本對于明星高管和企業綠色創新之間的中介效應，構建模型（2） 和（3）。

為了進一步研究公眾環保關注度和產權性質對明星高管與企業綠色創新關系的調節效應，引入調節變量與明星高管的交互項，構建模型（4）。

模型中的i、t分別代表企業和年份，Modi，t為調節變量，分別表示公眾環保關注度（Pc）和產權性質（Soe）。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

表3 報告了全樣本中主要變量的描述性統計結果。GI的均值為0.930，標準差為1.476，表明樣本企業在綠色創新水平方面差異較大。StarTM的均值為0.270，表明在PSM 匹配后的樣本1479個觀測值中有27%的企業高管登上了《福布斯》、《第一財經》、《財富》 等媒體評選的高管榜單。

表3 描述性統計結果

3.2 基準回歸結果分析

表4 模型（1） 和（2） 是全樣本基準回歸結果，其中模型（1） 是控制了年度和行業虛擬變量的結果，模型（2） 是在模型（1） 的基礎上加入控制變量的結果。無論是模型（1） 還是模型（2），明星高管的回歸系數均為正，且在1%的置信水平上顯著。結果表明，明星高管與企業綠色創新正相關，假設H1 得到驗證。這主要是因為：與非明星高管相比，明星高管更具綠色創新的動機和能力，有助于提高綠色創新水平。

表4 明星高管對企業綠色創新的影響

3.3 影響機制檢驗

明星高管影響企業綠色創新的機制的回歸結果如表5 所示。模型（2） 是明星高管對代理成本的回歸結果，回歸系數為－0.017，且在5%的置信水平上顯著，表明高管的明星身份可以降低代理成本；模型（3） 是將明星高管與代理成本同時代入回歸模型的結果，其中明星高管的系數為正，且在1%的置信水平上顯著；并且代理成本的回歸系數為負，且在1%的置信水平上顯著。兩者的聯合回歸結果表明代理成本在明星高管與企業綠色創新之間起到了中介作用，即明星高管通過降低代理成本的路徑提升企業綠色創新水平，研究假設H2 得到驗證。

表5 明星高管影響企業綠色創新的機制檢驗

3.4 調節效應檢驗

表4 模型（3） 和（4） 是分別加入調節變量公眾環保關注度和產權性質的回歸結果。其中，模型（3） 是在基準回歸的基礎上加入公眾環保關注度與明星高管的交互項的結果，明星高管與公眾環保度交互項的回歸系數為0.004，且在10%水平上顯著，表明公眾環保關注度對明星高管與企業綠色創新的關系起到正向調節作用，研究假設H3 得到驗證。這是因為公眾環保關注度越高的地區，明星高管面臨著更高強度的綠色行為監督，因此進行綠色創新的動機更為強烈。模型（4） 是在基準回歸的基礎上加入產權性質與明星高管的交互項的回歸結果，明星高管與產權性質交互項的回歸系數為0.597，且在1%水平上顯著，表明企業產權性質正向調節了明星高管與企業綠色創新之間的關系，研究假設H4 得到驗證。這主要因為，相較于非國有企業，社會公眾對國有企業明星高管的關注更高，對他們提升企業綠色創新水平的期望也更強。

4 穩健性檢驗

4.1 替換自變量的度量方式

為了使研究結果更具穩定性，本文通過調整自變量的度量方式進行穩健性檢驗。具體而言，使用高管當年登上榜單的次數取自然對數作為明星高管的代理變量（Cstar）重新代入基準回歸模型進行檢驗。實證結果如表6 模型（1） 所示，Cstar的系數為正，并且在1%的置信水平上顯著，與前文的實證結果基本一致。

表6 穩健性檢驗回歸結果

4.2 替換因變量的度量方式

參照李青原和肖澤華［31］的研究，本文使用企業獲得授權的綠色專利申請量取自然對數作為企業綠色創新（HGI）的代理變量，重新代入前文的基準回歸模型進行檢驗。實證結果如表6 模型（2）所示。其中，明星高管的系數為正，并且在1%的置信水平上顯著，與前文的實證結果保持一致。

4.3 工具變量法

考慮到可能存在遺漏變量等內生性問題，本文通過尋找工具變量并且使用兩階段最小二乘估計法解決內生性問題。由于自變量為滯后1 期的明星高管，使用滯后1 期的同年份同行業同地區明星高管的均值為工具變量?；貧w結果表明，在考慮內生性問題后，前文主效應回歸結果基本保持不變。

5 明星高管對綠色創新的分類影響

根據高管實施綠色創新的動機可將綠色創新分為策略性創新和實質性創新［18］。實質性創新是以推動企業技術進步和獲取競爭優勢為目的的“高質量” 創新行為；策略性創新是以謀求其他利益為目的，通過追求創新“數量” 和“速度” 來迎合監管與政府的創新策略。為了驗證明星高管對企業綠色創新的分類影響，本文參考王馨和王營［18］的做法，將企業綠色創新分為實質性綠色創新（Sub）與策略性綠色創新（Stra）兩個方面，把企業申請發明專利的行為認定為實質性創新，把企業申請實用新型專利和外觀設計專利的行為認定為策略性創新。實證結果如表7 模型（1） 和模型（2）所示。由結果可知，無論是策略性創新還是實質性創新，明星高管的系數均為正，且在1%的置信水平上顯著。以上結果表明高管的明星身份不僅有助于提高企業策略性綠色創新水平，也有助于提高企業實質性綠色創新水平。

表7 明星高管對綠色創新的分類影響

6 結論與啟示

6.1 研究結論

隨著“雙碳” 目標戰略的提出，企業綠色創新行為受到大量關注。那么，明星高管是否會驅動企業綠色創新行為？ 目前，國內對于此方面研究比較匱乏。為此，本文以“年度經濟人物”、“中國上市公司最佳CEO” 等4 項榜單中的明星高管為研究對象，實證檢驗了明星高管對企業綠色創新的影響及其作用機制。研究發現：（1） 明星高管顯著促進了企業綠色創新水平，可能原因在于高管的明星身份提高了高管推動企業綠色創新的動機和能力；（2） 機制檢驗發現，代理成本在明星高管與企業綠色創新關系中起到中介作用，即高管的明星身份是由于降低了高管的機會主義行為，進而增加了其綠色創新的動機和能力；（3）調節效應發現，公眾環保關注度正向調節明星高管與企業綠色創新的關系，這是因為公眾環保關注度越高，明星高管進行綠色創新的壓力和動力越強；產權性質正向調節了明星高管與企業綠色創新的關系，是由于與非國有企業相比，國有企業明星高管的環保責任更重，增加了高管的綠色創新動力；（4） 進一步研究發現，明星高管同時促進企業策略性綠色創新和實質性綠色創新。

6.2 政策建議

基于本文研究成果，可以得到以下啟示：（1）提高權威明星高管榜單的數量和質量。①在保證權威性的前提下，社會媒體可以進一步提升高管榜單的數量。為了提升高管明星榜單的效果，可以嘗試由政府、企業和社會組織聯合評選和發布，不僅提高明星榜單的權威性，而且增強社會公眾對明星榜單以及所入選高管的監督；②嘗試推出特定行業、特定領域的明星榜單，如綠色高管榜單、ESG 榜單，以進一步提升明星高管的示范效應；（2） 企業通過選聘明星高管提升企業綠色創新水平。雖然通常情況下明星高管的薪酬高于普通高管，但本文研究發現明星高管可以減少高管的機會主義等代理成本，因此企業可以根據自身的綠色發展戰略，結合企業發展狀況靈活地選聘明星高管。