CEO 权力与绿色创新对企业可持续发展绩效的影响——经济政策不确定性的调节作用

刘叶云，刘 佳，刘 思

（湖南师范大学 商学院，湖南 长沙 410081）

一、研究背景

改革开放40 多年来，中国工业发展创造了巨大的经济红利，2020 年《国民经济和社会发展统计公报》数据显示，中国经济总量突破100 万亿元人民币，人均国民生产总值突破1 万美元，经济社会发展取得重大成就；然而“生态红利”却未得到同步发展，高能耗与高污染问题亟需解决[1]。《2020 年全球空气质量报告》指出，中国PM2.5以高于世界卫生组织标准3 倍的水平而位于突出位置。《2020 年全球环境绩效指数报告》显示，中国在180 个参评的国家和地区中位居第120 位，排位远远落后于西方发达国家。由此可见，我国迫切需要寻找新的突破，以推动环境与经济的“和谐共生”。在此背景下，企业绩效关注点开始从单一经济层面逐渐向兼顾社会环境与经济可持续发展转变[2]，如何从企业内部着手提升企业可持续发展绩效也成为学界重点关注的课题。

由高层梯队理论可知，高管特征会影响其战略选择，最终影响到企业经营绩效。CEO 作为企业核心管理层，是企业内部经营运作的主要决策主体和业绩负责人，承担着企业可持续发展的重任，其个人偏好和行为特征会对企业的长远发展产生重要影响[3]。权力是决定资源配置效率和实际利益分配的重要因素，CEO 作为核心高管，其决策权力会对企业绩效产生重大影响。关于CEO 权力与企业绩效的研究较多，但是所得结论并不一致。代理理论认为，CEO 权力越大，越可能利用自身权力去侵占组织资源，从而损害企业绩效，具体表现在CEO 利用自身权力控制董事会、干涉薪酬制度制定以及作出非效率研发投资决策等[4]。权小锋等人[5]研究发现，CEO 权力越大，受到的外部监督越小，越有可能出现极端决策行为，加大企业经营风险。Koo 等人[6]研究发现，CEO 权力越大，公司的不透明度越高，越会隐藏代理问题或糟糕的公司业绩，从而导致更差的信息环境。而与之相反，现代管家理论则认为，CEO 的权力越大，取得成就的激励作用就越大，就越可能努力工作回报组织，从而提升企业绩效，具体表现在CEO 会影响战略决策的制定以及提高资源的配置效率等[7]。李竹梅等人[8]认为，CEO 的权力越大，越会与企业利益趋同，越能站在企业发展视角制定战略；邱玉兴等人[9]认为，CEO 权力越大，自我满足感就越强，也越愿意站在企业的视角考虑问题，从而更好地发挥其管家角色。

既有文献鲜少从企业可持续绩效角度进行探究。企业可持续发展绩效是指能够带动企业实现长远发展战略目标的综合成绩或成效，包括企业环境社会责任绩效和财务绩效两个方面。杜晓荣等人[10]研究发现，从企业长期利益来看，现代管家理论相对代理理论而言，其解释力更强，实践与理论基础也更好。同时，基于资源依赖理论，可持续发展需要企业在产品及工艺方面不断精进，以满足自身经济发展及社会环境规范的要求，因此企业可持续发展绩效的提升有赖于资源的获取与有效配置，CEO 权力越大，越有可能为企业绿色发展战略制定与推行提供充足的资源保障。基于此，本文运用现代管家理论及资源依赖理论，以2011—2019 年我国重污染制造业沪深A 股上市公司为研究对象，研究CEO 权力及绿色创新对企业可持续发展绩效的影响因素及作用机理，以期为重污染制造业企业提升可持续发展绩效提供理论参考。

二、理论分析与研究假说

（一）CEO 权力与企业可持续发展绩效

随着党和国家对经济与环境协同发展的重视，越来越多的企业开始关注可持续发展，并企图通过可持续发展绩效的提升来获取更大的市场竞争优势[11]。而CEO 作为企业的最高决策者，对企业战略投资决策产生重要影响[12]。CEO 的权力越大，越会与企业利益趋同，越有可能为企业绿色发展战略的制定与推行提供充足的资源保障，从而促进企业可持续发展绩效的提升。现代管家理论认为，处于利益相关者（政府、公众、合作伙伴、竞争者、供应商、消费者）中心环节的CEO，其权力越大，越会与企业利益保持一致，做好企业“管家”角色，自觉肩负起企业价值创造的重任[8]。一方面，CEO 权力越大，越能帮助企业快速识别外部不确定性环境[13]，推动企业消除各方阻碍，并从企业长远利益出发，全面考虑利益相关者可能面临的合法性压力及消费者对于绿色产品的需求，从而选择有利于企业可持续发展的战略决策，进而促进企业可持续发展绩效的提升[9]；另一方面，拥有较大权力的CEO，其对自身尊严、信仰及内在工作满足的需求将更高，这将促使其更大限度地发挥自我才能以彰显“企业家精神”，从而推动企业开展有益于长远发展的创新活动，促进企业可持续发展绩效的提升。资源依赖理论认为，可持续发展需要企业在产品及工艺等方面不断精进，以满足自身经济发展及社会环境规范的要求。企业可持续发展绩效的提升有赖于资源的获取与有效配置。首先，CEO 作为企业的战略决策主体，其权力越大，越有利于整合各种资源，通过集中控制实现领导权力[14-15]，推动企业长远发展战略决策的高效实施，从而提升企业的可持续发展绩效；其次，CEO 作为企业的高层次人才，其权力越大，越容易形成高精英团队人际网络[16]，在人际交往过程中获取全新的想法与思路，为企业开发出符合经济社会需求的新产品提供知识资源；最后，权力较高的CEO 还能充分利用自身丰富的经历，为企业赢取外部信任与支持，从而给企业工艺及产品创新带来更多资源[17]，推动企业可持续发展绩效的提升。

综上所述，本文认为CEO 权力越大，越会从企业长远利益出发，有效整合各方资源，作出有利于企业可持续发展的战略决策，从而提升企业可持续发展绩效。基于此，本文提出假设H1。

H1：CEO 权力越大，越能促进企业可持续发展绩效的提升。

（二）绿色创新的中介效应

绿色发展作为破解国家资源约束的重要手段，是加快经济发展转变的有效方式，并有利于推动经济与环境绩效的相容性增长，从而实现可持续发展目标。作为绿色发展的经济主体，企业实行绿色行为是国家宏观绿色发展战略的微观基础[18]。随着党和国家对绿色发展的不断重视，绿色创新已成为各大企业发展的必要举措，如国际著名企业西门子和国内著名企业格力电器等凭借绿色创新实现了经济效益与环境社会责任的双重目标。在此背景下，如何加强绿色创新以助推企业绿色转型，成为企业重点思考的问题。绿色创新是指在绿色发展理念的指引下，借助新技术实现资源的有效利用，降低能源消耗与环境污染，同时获取相应经济绩效的应用活动[19]。绿色创新作为企业一项重要的创新性项目投资，相较于一般的投资活动，其资本沉没性与不可逆转性特征尤为突出[20]。绿色创新战略的推行需要强有力的组织支持及充足的资源基础，必须得到企业“一把手”的支持，才有可能稳定地推行下去。绿色创新兼顾环境层面的“绿色”与经济层面的“创新”，可以分为绿色工艺创新与绿色产品创新两个维度，是企业实现可持续发展以获取核心竞争优势的重要方式[21]。绿色工艺创新旨在改进或开发工艺以达到节约资源保护环境的效果，需要大量资金及技术支持，而CEO 权力越大，就越能克服多方压力，利用自身的权力实现统一部署[22-23]，为企业绿色工艺创新提供资源保障，从而推动企业绿色工艺创新的有效实施。绿色产品创新旨在突出环保特性，以帮助企业获取差异化竞争优势[10]，其效应不具有及时性，因而需要企业从战略高度转变思维。一方面，CEO 权力越大，受到的外部关注度越高，就越注重自身形象以获取更多的外部支持，更注重企业的长远利益，更倾向于加大绿色产品创新力度、推行绿色发展战略；另一方面，CEO 权力越大，其发挥权力的空间也越大，就越能激发CEO 对绿色产品创新的积极性以突显其“企业家精神”。同时，权力在战略制定及推行中也具有较大作用，能帮助CEO 利用自身权力加快战略制定效率，消除战略推行阻碍，提高资源配置效率。

综上所述，本文认为CEO 权力越大，越能为企业绿色创新提供有效的组织支持及丰富的资源保障，从而促进企业的绿色工艺创新及绿色产品创新。基于此，本文提出假设H2a 和H2b。

H2a：CEO 权力越大，越能促进企业进行绿色工艺创新；

H2b：CEO 权力越大，越能促进企业进行绿色产品创新。

企业层面的绿色创新更强调生产过程或产品本身的创新，强调能为企业和消费者带来增值效应，同时降低对周围环境的损耗[24]。绿色工艺创新可以通过工艺流程改造如原材料替代、循环利用、回收处理等方式，降低生产过程中的污染物排放，帮助企业达到政府的环保政策要求，提升企业环境绩效[25]；通过采用清洁能源、引进节能设备等方式，节约资源，精简流程，减少浪费，降低生产成本，帮助企业增强竞争优势，改善企业财务绩效[26]。绿色产品创新可以通过研发环境友好型技术或材料，生产出符合绿色发展理念的绿色产品，减少产品本身对环境的消耗或污染，提升企业环境绩效[27]；通过加快产品研发进度，构建绿色产品差异化竞争优势[28]；通过吸引“绿色投资”[29]，降低绿色产品研发成本，改善企业财务绩效。

Child 认为，高管是企业战略决策主体，战略选择受到高管态度等特征的影响[30]。综合CEO 权力、绿色创新与企业可持续发展绩效三者关系的分析，本文明确了“主体-行为-绩效”的作用机理，认为CEO 在面对外部环境要求以及企业发展需求时，会趋向于发挥“管家”角色，积极实行绿色创新行为，从而对企业可持续发展绩效产生影响。具体表现为CEO 在面对外部环保压力时，会积极实行绿色创新行为，如加强绿色工艺创新，并通过改良工艺进行末端治理，以有效缓解企业资源约束及环境治理问题；同时，也会加强绿色产品创新，通过生产绿色产品满足消费者需求，为企业塑造良好绿色形象以赢取更多市场机会[31]。

综上所述，本文认为绿色创新在CEO 权力与企业可持续发展绩效之间具有中介作用，据此，提出假设H3a 与H3b。

H3a：绿色工艺创新在CEO 权力对企业可持续发展绩效的影响途径中起中介作用；

H3b：绿色产品创新在CEO 权力对企业可持续发展绩效的影响途径中起中介作用。

（三）经济政策不确定性的调节效应

经济政策不确定性是指经济活动主体无法准确预测政府是否、何时以及如何变动现行经济政策[32]。经济政策不确定性是企业外部环境不确定因素的重要组成部分。对企业而言，企业决策主体很难在不确定情况下正确预估宏观经济走势，这势必增加企业外部风险。首先，市场需求不确定性增加，政府对企业的补贴及优惠扶持力度受到一定程度的影响，企业的发展将受到限制[33]。其次，企业申报专利、获取信贷资源的难度增加，企业的生产与创新活动受到阻碍[34]。最后，企业未来收益不确定性增加，管理层对未来发展的决策判断容易出现偏差甚至失误，从而导致企业效率下降[35]。随着社会对绿色发展的要求越来越高，绿色创新已成为企业谋求可持续发展的重要创新性项目；然而绿色创新投资回报周期长，执行过程中壁垒多、阻碍大（如经济壁垒和供应链障碍等），在经济政策不确定性情况下，绿色创新效果大多不理想[36]。郝威亚等人[37]发现，当经济政策不确定性程度较高时，企业趋向于进行风险规避，创新性项目的投资将受到阻碍甚至搁置。陈理等人[38]认为，企业绿色投资难以产生直接的经济效益，在经济政策不确定性程度较高时，企业出于预防性动机会偏好于采取不作为的风险规避行为，从而减少绿色投资。综上所述，本文认为在经济政策不确定性情况下，CEO 通过绿色创新对企业可持续发展绩效产生的影响将会受到一定程度的阻碍，据此，提出假设H4a 与H4b。

H4a：经济政策不确定性调节了CEO 权力通过绿色工艺创新对企业可持续发展绩效的间接影响；

H4b：经济政策不确定性调节了CEO 权力通过绿色产品创新对企业可持续发展绩效的间接影响。

综上，本文构建了图1 所示的研究框架。

图1 研究框架

三、研究设计

（一）样本与数据

本文以2011—2019 年沪深A 股上市公司中重污染制造业企业为研究对象。为保证研究的有效性，对数据作以下筛选：（1）通过CSMAR 数据库证监会行业分类（2012 年版）获得制造业上市企业名录，根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》筛选出我国制造业重污染上市企业；（2）剔除ST 和*ST 等特殊处理以及已退市或交叉上市的企业；（3）剔除有数据缺失的样本企业；（4）为避免极端值的影响，对所有连续变量均作 1% 缩尾处理。最终获得218 家制造业上市公司，共1550 个研究数据，其中医药、电气机械和器材、专用设备制造业占比较大。

（二）变量定义

1. 企业可持续发展绩效

借鉴 Alexopoulos 等人[39]的研究，将企业可持续发展绩效分为环境社会责任绩效和财务绩效两大类。同时参照贾兴平等人[40]的研究，采用和讯网发布的企业社会责任评级总得分来衡量企业环境社会责任绩效；参照Xie 等人[26]的研究，使用总资产报酬率（ROA）来衡量财务绩效。

2. CEO 权力

借鉴Finkelstein[13]的研究，并参考权小锋等人[5]的做法，选取组织权力、所有权权力、专家权力及声誉权力4 个维度共8 个虚拟变量来衡量CEO权力，同时采用主成分分析法在以上4 个维度的基础上合成CEO 权力强度综合指标。

3. 绿色创新

借鉴Chiou 等人[41]的研究，将绿色创新分为绿色工艺创新与绿色产品创新，分别选取5 个指标和4 个指标。同时参考Mallin 等人[42]的研究，运用内容分析法对CSR 报告中提到的环境信息进行量化编码，具体赋值方法如下：如果CSR 报告对绿色工艺创新和绿色产品创新的相关指标有文字描述则评分1，有量化或详细描述则评分2，无描述则评分0，最终将所有指标的评分加总求和。在正式编码前，本研究对参与试验编码的成员进行了选拔和培训，以确保试验编码的准确与一致；此外，本研究还进行了预编码试验，以检验编码成员间的信度。

4. 经济政策不确定性

借鉴Baker 等人[43]的研究，采用Epu 指数来衡量经济政策不确定性。该指标基于文本检索和过滤的方法对新闻媒体中的文章进行统计，得到月度中国经济政策不确定性指数。为与本研究其他指标的时间跨度保持一致，本文参考崔也光等人[33]的研究，将月度经济政策不确定性指数进行算数平均并取对数的形式获取年度指数。

5. 控制变量

参考解学梅等人[11]的研究，选取企业规模、企业年龄、企业人数等7 个变量作为本文的控制变量。

本文选取的变量及其定义如表1 所示。

（三）模型建立

本文拟考察CEO 权力对企业可持续发展绩效的影响，同时从绿色创新和经济政策不确定性视角考察其中具体的作用机制和边界效应。企业可持续发展绩效从企业环境社会责任绩效和财务绩效两个维度衡量，绿色创新从绿色工艺创新和绿色产品创新两个维度衡量，并构建如下模型，其中CONTROLSi,t为控制变量，εi,t为随机误差项。

表1 相关变量及其定义

四、实证结果分析

（一）描述性统计和相关性分析

表2 为各变量的 Pearson 相关系数矩阵、均值和标准差。由表2 可知，企业环境社会责任绩效和财务绩效的标准差分别为22.99 和5.76，说明各个企业可持续发展绩效具有较大差异性；企业绿色工艺创新和绿色产品创新的均值分别为3.14 和1.01，说明大部分企业绿色创新正在稳步推进中，并且大部分企业更倾向于绿色工艺层面的创新。从表2 的相关性分析结果可以看出，CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效在1%水平上显著正相关，说明CEO 权力对企业环境社会责任绩效和财务绩效具有正向显著影响，假设H1 得到初步验证。其他变量之间的相关关系也都在较为合理的区间之内。

（二）直接效应检验

表3 为CEO 权力对企业可持续发展绩效影响的回归结果。

表2 Pearson 相关系数矩阵、均值和标准差

表3 CEO 权力、绿色创新与企业可持续发展绩效检验结果

表3 中模型1 和模型4 分别用以检验CEO 权力对企业环境社会责任绩效及财务绩效的影响。由表3 可知，CEO 权力对企业环境社会责任绩效及财务绩效均具有显著正向影响（β1=1.894，p1<0.05，β2=0.525，p2<0.05），说明CEO 权力越大，越能促进企业可持续发展绩效的提升，假设H1 得到验证。

（三）中介效应检验

绿色创新中介效应回归结果如表3 所示。表3中模型7 和模型8 分别用以检验CEO 权力对绿色工艺创新及绿色产品创新的影响。由表3 可知，CEO 权力对绿色工艺创新及绿色产品创新均具有显 著 正 向 影 响（β1=0.098，p1<0.05，β2=0.117，p2<0.01），说明CEO 权力越大，越能促进企业进行绿色工艺创新及绿色产品创新，假设H2a 和H2b 得到验证。模型2 和模型5 分别用以检验绿色工艺创新对企业环境社会责任绩效和财务绩效的影响。由表3 可知，CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数分别为1.801 和0.498（小于模型1 和模型4 中CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数），绿色工艺创新与企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数分别为0.950 和0.269，均在5%水平上显著正相关，说明绿色工艺创新在CEO 权力与企业可持续发展绩效传导路径上起部分中介作用，假设H3a 得到验证。模型3 和模型6 分别用以检验绿色产品创新对企业环境社会责任绩效和财务绩效的影响。由表3 可知，绿色产品创新对企业环境社会责任绩效的影响不显著，可能是因为绿色产品创新转化为企业环境社会责任绩效主要通过产品使用过程中对外部环境的消耗而实现，这需要一定的时间；CEO 权力与企业财务绩效的回归系数为0.486（小于模型4 中CEO 权力与企业财务绩效的回归系数），绿色产品创新与企业财务绩效的回归系数为0.331，均在5%水平上显著正相关，说明绿色产品创新在CEO 权力与企业财务绩效传导路径上起部分中介作用，假设H3b 部分得到验证。

（四）有调节的中介效应检验

CEO 权力、绿色创新及经济政策不确定性对企业可持续发展绩效的影响回归结果如表4 所示。表4 中模型1 和模型3 用以检验经济政策不确定性调节绿色工艺创新对CEO 权力之于企业可持续发展绩效影响的中介作用。由表4 可知，绿色工艺创新与经济政策不确定性的交互项对企业环境社会责任绩效具有显著影响（β1=-0.793，p1<0.05），对企业财务绩效无显著影响，这说明经济政策不确定性仅调节了CEO 权力通过绿色工艺创新对企业环境社会责任绩效的间接影响，假设H4a 部分得以验证。模型2 和模型4 用以检验经济政策不确定性调节绿色产品创新对CEO 权力之于企业可持续发展绩效影响的中介作用。由表4 可知，绿色产品创新与经济政策不确定性的交互项对企业财务绩效具有显著影响（β1=-0.270，p1<0.05），对企业环境社会责任绩效无显著影响，说明经济政策不确定性仅调节了CEO 权力通过绿色产品创新对企业财务绩效的间接影响，假设H4b 部分得以验证。

表4 经济政策不确定性调节效应检验结果

（五）稳健性检验

为验证上诉结论的可靠性，拟通过改变自变量的测量方式进行稳健性检验，具体方法如下：将CEO 权力4 个维度8 个虚拟变量直接加总并等权平均，获得CEO 权力综合指标，取值介于0~1 之间。该方式测量出来的CEO 权力均值为0.471，标准差为0.222。CEO 权力与企业可持续发展绩效的线性回归结果如表5 所示。CEO 权力对企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数分别为4.952 和1.936，分别在5%和1%水平上显著正相关。CEO权力对绿色工艺创新和绿色产品创新的回归系数分别为0.309 和0.319，分别在5%和1%水平上显著正相关。将CEO 权力与绿色工艺创新同时放入模型中，CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数分别为4.657 和1.854（分别小于模型1 和模型4 中CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数），绿色工艺创新对企业环境社会责任绩效和财务绩效的回归系数分别为0.957 和0.265，均在5%水平上显著相关；将CEO 权力与绿色产品创新同时放入模型中，绿色产品创新对企业环境社会责任绩效的影响不显著，CEO 权力与企业财务绩效的回归系数为1.832，绿色产品创新与企业财务绩效的回归系数为0.328，分别在1%和5%水平上显著正相关。以上结果表明，改变自变量测量方法后，研究结论并未改变，因此结论具有稳健性。

表5 稳定性检验结果

五、结论与启示

随着经济发展不断转型升级，如何在转型过程中实现经济与环境的协同发展成为企业尤其是重污染制造业企业重点考虑的问题。绿色创新是企业兼顾经济效益与环境社会责任的有效途径，可有效推动企业可持续发展。本文基于高管权力特质视角，以2011—2019 年我国重污染制造业上市公司数据为研究对象，探讨CEO 权力对企业可持续发展影响的作用机制。研究结果表明：（1）CEO 权力越大，越能促进企业可持续发展绩效的提升。（2）绿色工艺创新在CEO 权力与企业环境社会责任绩效和财务绩效传导路径上起部分中介作用，即绿色工艺创新中介了CEO 权力与企业可持续发展绩效间的关系，而绿色产品创新仅在CEO 权力与企业财务绩效传导路径上起部分中介作用。（3）经济政策不确定性负向调节了绿色工艺创新在CEO 权力与企业环境社会责任绩效间的中介作用，以及绿色产品创新在CEO 权力与企业财务绩效间的中介作用。

根据上述研究结论，可得到以下几点管理启示：（1）在现有市场经济转型背景下，企业应合理配置并适当增加CEO 权力，如赋予CEO 一定的自由裁量权以提升其决策权威，帮助CEO 高效整合内外部资源，促使其战略决策高效运行。（2）企业应促使CEO 站在可持续发展视角思考问题，如将企业绿色创新提高到战略高度，充分发挥CEO 的“管家”角色和企业家精神，提升CEO 对绿色创新的积极性与创造性，以使企业达到政策和环境规制要求的同时满足市场发展与需求。（3）在绿色发展理念引领下，企业应高度重视绿色创新对企业可持续发展绩效的影响，将绿色发展理念融入企业经营运作过程，实现绿色制造、绿色技术及绿色流程等绿色工艺创新，同时不断升级绿色产品以提升产品质量，实现绿色产品创新，在提高企业环境社会责任绩效的同时增加企业财务绩效。（4）在经济政策不确定情况下，企业可能会倾向于减少绿色投资，这与全社会推行绿色发展战略的趋势是相背离的。在此情况下，企业应客观认识经济政策的不确定性，积极面对经济政策变动带来的外部风险和反向冲击，并及时作出有效应对。