明星高管对企业绿色创新的影响

徐 建 韩慧敏

（天津财经大学商学院，天津 300222）

引 言

改革开放以来，在中央政府的持续关注下，中国的环境治理取得重要进展。企业是经济发展的助推器，同时也是自然环境的破坏者，是环境治理的重要主体和关键行动者［1］。作为企业环境治理关键行为之一，绿色创新形成的绿色专利可以在生产经营活动过程中节约资源，提高能源效率，或者直接用于污染防治，而且对产业升级和转型都具有重要意义［2］。然而，由于绿色创新独具的双重外部性，在实践中，企业主动进行绿色创新的动机较弱。因此，深入探索公司治理机制，从而提高企业高管的绿色创新意愿，实现企业绿色高质量发展就显得尤为必要和紧迫。

在媒体高度发达的网络时代，企业随时都接受着各种利益相关者的监督。相较于企业主体，企业高管的个人特征、经历等更受社会大众关注［3］。出于迎合公众认知偏好和获取更多广告收入的动机，媒体热衷于推出企业界的“明星” 高管榜单［4］。明星高管榜单一经发布，社会各方的观点、情绪等在网络空间中迅速集聚、碰撞和流传，信息量呈爆炸式增长，明星高管会在极短时间内受到社会公众等各类利益相关者的关注。这对于高管而言是一把双刃剑，在此过程中，高管的自信、薪酬、议价能力等得到提升；同时高管也将面临更高的期望和更多的社会监督［5］。虽然已有研究开始关注明星高管对企业会计行为［4，6－10］、企业责任行为［11，12］、企业绩效后果［5］的影响，但明星高管对企业绿色创新所发挥的作用并未引起理论界的足够关注。

人类和企业的活动影响自然环境，并受到自然环境的影响，人类和企业对自然环境负有道德责任。因此在利益相关者中，自然环境起着至关重要的作用［13］。基于利益相关者代理理论［12］，公司高管作为所有的利益相关者的代理人，他们负责协调不同利益相关者的差异化需求，并实现自己利益的最大化。实施绿色创新战略，对高管来说是“昂贵” 的，尽管从长期来看，可以为公司带来竞争优势、实现财务增长，但短期内环境目标与财务目标存在较大冲突［14］。因此，当公司高管在分配资源去进行绿色创新时，存在机会主义行为。但高管成名后对自己“明星” 身份的认同会倾向于实施更多有利于利益相关者的道德行为［15］，包括应对自然环境诉求的绿色创新行为。这是因为，更多的关注意味着对明星高管的更多约束与监督，明星高管所在企业实施不利于外部利益相关者的行为更容易被公众发觉；同时，明星高管相对于普通高管在心理上更加自信，也更偏好于高风险的活动［16，17］。

基于此，本文选择“年度经济人物”、“中国上市公司最佳CEO”、“中国最佳商业领袖”、“中国最具影响力的50 位商界领袖” 4 项榜单中的高管为研究样本，实证检验了明星高管对企业绿色创新的影响。为了控制明星高管与企业绿色创新之间可能存在的互为因果问题，本文首先采用倾向性得分匹配法对样本进行匹配，之后再使用普通最小二乘估计方法进行回归。研究发现明星高管显著促进了企业绿色创新水平；代理成本在明星高管与企业绿色创新之间起到中介作用；公众环境关注度和产权性质对明星高管与企业绿色创新之间的促进关系起到正向调节作用。进一步研究发现明星高管不仅促进企业策略性绿色创新，而且有助于企业实质性绿色创新。

本文丰富了明星高管带来的组织后果的相关研究。不同于已有文献都是关注明星高管对企业财务行为的负面影响，本文从明星高管容易引起更多社会关注的角度探讨了明星高管对企业绿色创新的积极作用，并揭示了明星高管发挥积极作用的内在机理；本文还丰富了企业绿色创新影响因素的相关研究。不同于已有文献从外部环境［18］或高管特质［19］的内部要素方面探讨企业绿色创新的影响因素，本文从明星高管角度探讨高管如何驱动企业绿色创新，研究结果表明明星身份增强了高管的动机和能力，进而促进企业绿色创新；此外，本文还讨论了明星高管对企业绿色创新的影响在地区和产权层面的异质性，发现公众环保关注度和产权性质会调节明星高管对企业绿色创新的关系，补充了关于明星高管如何影响企业绿色创新的文献。

1 理论分析与研究假设

1.1 明星高管与企业绿色创新

明星高管是指享有很高社会认可度和关注度、可以获得来自公众的积极情绪反应的人［20］。已有研究关注了明星高管的特征，该类研究为探讨明星高管与企业绿色创新的关系奠定了基础，如高管获奖会提升其过度自信、傲慢等个人特质［16，21］，显著提高了心理特权感［8］，但同时也带来了压力，增加了投资者对明星高管所在企业的更多期望［22］。关于明星高管与企业行为的研究，大多数文献从财务视角关注了明星高管对企业投资效率［9］、盈余管理［6］、风险承担［7］、信息披露［4］和财务不当行为［8］的影响，仅有少量文献从社会责任角度关注明星高管对内外部社会责任活动［12］和ESG 绩效［11］的影响，鲜有文献探讨明星高管与企业绿色创新的关系及其作用机制，而这正是本文关注的重点。

与一般创新相比，绿色创新具有更高风险、更大资金投入和更强外部性。公司实行绿色创新活动需要投入大量的资源和时间，同时在推向市场的过程中存在着大量的不确定性。此外，在短期内，实行绿色创新会降低实际和预期的财务业绩，较低的财务业绩将导致较低的高管薪酬。因此，出于理性人假设，高管因风险规避的考虑不会主动采取绿色创新，更不会主动实现企业绿色转型［18］。但高管作为企业的重要决策者，其认知、观点会影响整个企业的战略决策和发展方向。高管的明星身份使得高管享有很高的社会关注度，社会公众会对高管环境治理方面的决策施加更为严格的监督。本文认为明星高管会实施更多企业绿色创新行为，具体原因如下：

（1） 与其他高管相比，明星高管在绿色创新方面具有更强的动机。由于绿色创新高投入、高风险、收益滞后等特征，高管在实施绿色创新时意愿不足。基于角色认同理论和角色约束理论，明星高管基于对自己“明星” 身份的认同，会倾向于实施更多有利于利益相关者的道德行为［15］，且高管成名后会面临更多的外部关注。随着社会大众的环保意识不断提升，公众越来越重视企业的绿色表现。在关键利益相关者和公众眼中，获得名人身份的高管被认为是具有高质量和可信度的成功企业领导者［5，23］。所以，社会大众会产生明星高管所在的企业应该积极承担社会责任、绿色表现会更加完美、担任行业内的领头羊等高期望。更多的关注意味着更多的约束，高管以及企业的行为会受到无数“无形的眼睛” 的监督。根据“爱惜羽毛假说”，高管为了持续获得“明星” 身份的红利，再加上中国独特的“好面子” 文化背景的影响，明星高管会有更强烈的动机维护自己的良好声誉和形象，进而倾向于实施更绿色创新行为来投“公众所好”。

（2） 与其他高管相比，“明星身份” 增强了高管在绿色创新方面的能力。高管成名后心理上会变得更加自信，获取更高的薪酬和更强的议价能力、提升了高管权威和话语权，他们对自己的能力与判断更加自信，而且也有足够的权力去实施自己的抱负。这些作用会促使高管倾向于采取高风险的方案［16，17］，绿色创新就是其中的一种选择。此外，明星高管需要通过绿色创新决策达到公众的高期望来维护自己的声誉。一旦企业达不到公众的期望，明星高管声誉崩塌可能会非常迅速、彻底［24］。绿色创新能够满足明星高管的对风险的追求、能够维护自己良好声誉、身份并且能够应对外部监督。

总的来说，相较于非明星高管，明星高管更具备提高绿色创新水平的动机和能力。因此，本文提出以下假设：

H1：明星高管会促进企业提高绿色创新水平。

1.2 代理成本的中介效应

高管作为所有利益相关者的代理人，不能仅仅为满足股东利益最大化而努力，而应尝试满足更广泛的利益相关者的诉求。但实行绿色创新战略需要投入大量的资源和时间，同时在短期内，实行绿色创新战略会降低实际和预期的财务业绩。鉴于环境绩效和财务绩效之间的冲突，实施绿色创新战略无法使企业在短期内获得实在的利益，一定程度上会削弱高管的实施动力。

但明星身份在一定程度上通过减少高管的代理成本，增加了高管实施绿色创新的动机和能力。原因在于高管成名后，自身的极度自信会提升，同时也将面临更大的合法性压力［11］，这可以部分减弱高管在心理上对绿色创新风险承担的恐惧，增加其抗风险意愿，抑制高管对短期私利的追逐；同时，高管成名后，所面临的社会公众和媒体以及投资者的关注增多，这些利益相关者会对高管环境治理方面的决策施加更为严格的监督。在此情况下，明星身份削弱了高管的机会主义行为，高管会积极实施绿色创新以响应众多利益相关者的诉求。因此，本文提出以下假设：

H2：明星高管通过降低代理成本提高企业绿色创新水平。

1.3 公众环保关注度的调节作用

环境治理主体不仅包括企业、政府和社会组织，还包括社会公众，社会公众是环境治理的最广泛的参与者［1］。社会公众能够通过公众舆论影响企业的环境治理行为，也能够通过购买行为对企业的环境治理行为施加影响。可见，社会公众对环境的关注度越高，明星高管实施绿色创新行为的动机越强烈。

国家绿色发展战略的实施，不仅提高了社会公众的环保意识和监督动机，也使越来越多的公众加入到环保实践工作中来，使环境保护成为公众广泛认可的道德规范［25］。随着公众对环境的关注度提升，企业环境行为违规被发现的风险也越大。明星高管对“明星” 身份的认同和维护良好社会声誉的动机，促使高管实施投“公众所好” 的行为。此外，社会公众的外部监督会“倒逼” 企业开展合法合规的绿色创新活动，提升企业的绿色创新水平。因此，公众环保关注加强了明星高管对企业绿色创新的影响。据此，本文提出以下假设：

H3：公众环保关注度正向调节明星高管对企业绿色创新的影响。

1.4 产权性质的调节作用

国有企业是国民经济的重要组成部分，国有企业本身的性质和目标决定了承担环境治理责任是与生俱来的重要职责。此外，相比非国有企业，国有企业面临更多的公众关注，对享有行政级别的国企高管而言，企业形象通过影响官员形象进而影响升迁；国有企业也受到更强的社会监督，关于环境污染等负面信息的报道更容易受到媒体的关注，从而给国有企业带来较强的舆论压力。所以出于政治动机，国有企业更加主动、也更加愿意要求企业履行环境责任。

因此，相比于非国有企业，社会公众对国有企业的环保责任期望更高。与之相对应，其国有企业的高管在成名后“负担” 也更大。此外，政府官员对于声誉的追求远远超过企业家。国企高管的“准官员” 身份，决定了其同样会受到目标责任制和晋升锦标赛的影响。与政府官员类似，国有企业高管同样具有追求政治晋升的强烈动机［26］。随着中央政府将环境治理指标纳入绩效考核，地方官员开始在环境治理方面开展晋升锦标赛。这决定了国有企业高管在“明星” 身份和晋升激励加持下，有更强烈的动机维护自己的良好声誉和形象。因此，与非国有企业相比，国有企业明星高管对企业绿色创新的影响更强。据此，本文提出以下假设：

H4：产权性质正向调节明星高管对企业绿色创新的影响。

2 研究设计

2.1 样本选取和数据来源

本文选取2012～2022 年我国A 股上市公司作为初始样本。综合考虑媒体评选奖项的权威性、关注度和历年数据的可获得性，本文手工收集了2012～2022 年中国亚洲经济发展协会、《环球时报》 等“年度经济人物”、《福布斯》 “中国上市公司最佳CEO”、《第一财经》 “中国最佳商业领袖”、《财富》 “中国最具影响力的50 位商界领袖榜单” 4 项榜单的上榜高管作为明星高管的样本数据，其他数据来源于Wind 数据库和CSMAR 数据库。根据研究的需要，样本的筛选处理程序如下：（1） 剔除金融行业的上市公司；（2） 剔除ST、∗ST 特殊处理的上市公司；（3） 剔除资产负债率大于1 的上市公司；（4） 剔除数据库中财务数据缺失的样本。最终可用的样本有1479 个。为了消除极端值的影响，本文对连续变量处于0 ～1%和99% ～100%之间的极端值样本采用Win⁃sorize 处理。

2.2 变量测量

（1） 被解释变量：绿色创新（GI）

企业微观个体层面的绿色创新水平主要采用企业当期绿色发明型专利申请量与绿色实用型专利申请量之和来衡量。其中，绿色专利的分类采用世界知识产权组（WIPO）于2010 年发布的《国际专利分类绿色清单》 中的IPC 分类号为分类标准。由于专利通过最终审查并授予需要花费大量时间，存在滞后性，企业申报专利就可以表明已经进行了创新活动。所以，本文参考王馨和王营［18］的做法，将绿色专利申请数量加1 后取自然对数作为企业绿色创新的代理变量。

（2） 解释变量：明星高管（StarTM）

本文借鉴醋卫华和李培功［27］的做法，将是否入选媒体发布的高管榜单作为明星高管的代理变量，如果公司高管当年入选明星榜单，则为1，否则为0。榜单具体包括中国亚洲经济发展协会、《环球时报》 等“年度经济人物”、《福布斯》 “中国上市公司最佳CEO”、《第一财经》 “中国最佳商业领袖”、《财富》 “中国最具影响力的50 位商界领袖榜单” 4 项。考虑到从高管成为明星高管，到做出绿色创新决策，再到有绿色创新成果需要耗费一定的时间，所以，将明星高管做滞后1 期处理。

（3） 中介变量：代理成本（Mfee）

借鉴戴亦一等［28］的研究，将经营费用率作为代理成本的度量指标，即（销售费用＋管理费用）除以营业收入。

（4） 调节变量：公众环境关注度（Pc）和产权性质（Soe）

本文借鉴杨柳等［29］的做法，以“环境污染”为关键词在百度指数趋势分析中检索，计算各地区各年的均值为公众环保关注度（Pc）的代理变量。借鉴于连超等［30］的做法，国有企业取1，否则取0，构成Soe这一指标衡量企业产权性质。

（5） 控制变量

参考醋卫华和李培功［27］、李青原和肖泽华［31］、李江雁和邹立凯［32］的研究，本文在企业特征方面，选择公司规模、员工规模、公司年龄、产权性质、市场绩效、现金流水平、总资产净利率作为控制变量；在企业所处地区方面，选择人均GDP作为控制变量；在公司治理方面，选择管理层平均年龄、管理层薪酬作为控制变量。此外，还同时控制了行业和年度效应。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

表2 匹配后的明星高管分年度分榜单统计

2.3 PSM 样本选择

媒体按照其标准评选高管的过程不完全是客观的，会受到企业所处行业、高管采取主动行为等多重因素的影响，同时绿色创新水平高也可能是高管入选榜单的原因之一。这些因素可能会导致明星高管与非明星高管之间存在自选择及反向因果问题。本文使用倾向得分匹配法（PSM），为实验组匹配对照组样本来缓解这种问题。借鉴Malmendier 和Tate［6］、吕文栋等［7］的做法，选择公司市值、账面市值比、公司规模、资产负债率、公司绩效、高管年龄、高管任期、行业、年份作为匹配变量。借鉴于李胜等［4］的匹配方法，运用Logit 回归，进行有放回的、1 对4 最近邻匹配，最终得到1479 个匹配观测值。为了确保匹配的有效性，用Pstest 命令进行平衡性检验，结果显示匹配后所有协变量的t 检验结果均远远大于10%，表明所有协变量均通过平衡性测试（4 个奖项涉及439 名高管，其中31 名高管在同一年被评选为多个奖项）。

2.4 模型设定

本文构建模型（1） 检验明星高管对企业绿色创新的影响。

为了检验代理成本对于明星高管和企业绿色创新之间的中介效应，构建模型（2） 和（3）。

为了进一步研究公众环保关注度和产权性质对明星高管与企业绿色创新关系的调节效应，引入调节变量与明星高管的交互项，构建模型（4）。

模型中的i、t分别代表企业和年份，Modi，t为调节变量，分别表示公众环保关注度（Pc）和产权性质（Soe）。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计

表3 报告了全样本中主要变量的描述性统计结果。GI的均值为0.930，标准差为1.476，表明样本企业在绿色创新水平方面差异较大。StarTM的均值为0.270，表明在PSM 匹配后的样本1479个观测值中有27%的企业高管登上了《福布斯》、《第一财经》、《财富》 等媒体评选的高管榜单。

表3 描述性统计结果

3.2 基准回归结果分析

表4 模型（1） 和（2） 是全样本基准回归结果，其中模型（1） 是控制了年度和行业虚拟变量的结果，模型（2） 是在模型（1） 的基础上加入控制变量的结果。无论是模型（1） 还是模型（2），明星高管的回归系数均为正，且在1%的置信水平上显著。结果表明，明星高管与企业绿色创新正相关，假设H1 得到验证。这主要是因为：与非明星高管相比，明星高管更具绿色创新的动机和能力，有助于提高绿色创新水平。

表4 明星高管对企业绿色创新的影响

3.3 影响机制检验

明星高管影响企业绿色创新的机制的回归结果如表5 所示。模型（2） 是明星高管对代理成本的回归结果，回归系数为－0.017，且在5%的置信水平上显著，表明高管的明星身份可以降低代理成本；模型（3） 是将明星高管与代理成本同时代入回归模型的结果，其中明星高管的系数为正，且在1%的置信水平上显著；并且代理成本的回归系数为负，且在1%的置信水平上显著。两者的联合回归结果表明代理成本在明星高管与企业绿色创新之间起到了中介作用，即明星高管通过降低代理成本的路径提升企业绿色创新水平，研究假设H2 得到验证。

表5 明星高管影响企业绿色创新的机制检验

3.4 调节效应检验

表4 模型（3） 和（4） 是分别加入调节变量公众环保关注度和产权性质的回归结果。其中，模型（3） 是在基准回归的基础上加入公众环保关注度与明星高管的交互项的结果，明星高管与公众环保度交互项的回归系数为0.004，且在10%水平上显著，表明公众环保关注度对明星高管与企业绿色创新的关系起到正向调节作用，研究假设H3 得到验证。这是因为公众环保关注度越高的地区，明星高管面临着更高强度的绿色行为监督，因此进行绿色创新的动机更为强烈。模型（4） 是在基准回归的基础上加入产权性质与明星高管的交互项的回归结果，明星高管与产权性质交互项的回归系数为0.597，且在1%水平上显著，表明企业产权性质正向调节了明星高管与企业绿色创新之间的关系，研究假设H4 得到验证。这主要因为，相较于非国有企业，社会公众对国有企业明星高管的关注更高，对他们提升企业绿色创新水平的期望也更强。

4 稳健性检验

4.1 替换自变量的度量方式

为了使研究结果更具稳定性，本文通过调整自变量的度量方式进行稳健性检验。具体而言，使用高管当年登上榜单的次数取自然对数作为明星高管的代理变量（Cstar）重新代入基准回归模型进行检验。实证结果如表6 模型（1） 所示，Cstar的系数为正，并且在1%的置信水平上显著，与前文的实证结果基本一致。

表6 稳健性检验回归结果

4.2 替换因变量的度量方式

参照李青原和肖泽华［31］的研究，本文使用企业获得授权的绿色专利申请量取自然对数作为企业绿色创新（HGI）的代理变量，重新代入前文的基准回归模型进行检验。实证结果如表6 模型（2）所示。其中，明星高管的系数为正，并且在1%的置信水平上显著，与前文的实证结果保持一致。

4.3 工具变量法

考虑到可能存在遗漏变量等内生性问题，本文通过寻找工具变量并且使用两阶段最小二乘估计法解决内生性问题。由于自变量为滞后1 期的明星高管，使用滞后1 期的同年份同行业同地区明星高管的均值为工具变量。回归结果表明，在考虑内生性问题后，前文主效应回归结果基本保持不变。

5 明星高管对绿色创新的分类影响

根据高管实施绿色创新的动机可将绿色创新分为策略性创新和实质性创新［18］。实质性创新是以推动企业技术进步和获取竞争优势为目的的“高质量” 创新行为；策略性创新是以谋求其他利益为目的，通过追求创新“数量” 和“速度” 来迎合监管与政府的创新策略。为了验证明星高管对企业绿色创新的分类影响，本文参考王馨和王营［18］的做法，将企业绿色创新分为实质性绿色创新（Sub）与策略性绿色创新（Stra）两个方面，把企业申请发明专利的行为认定为实质性创新，把企业申请实用新型专利和外观设计专利的行为认定为策略性创新。实证结果如表7 模型（1） 和模型（2）所示。由结果可知，无论是策略性创新还是实质性创新，明星高管的系数均为正，且在1%的置信水平上显著。以上结果表明高管的明星身份不仅有助于提高企业策略性绿色创新水平，也有助于提高企业实质性绿色创新水平。

表7 明星高管对绿色创新的分类影响

6 结论与启示

6.1 研究结论

随着“双碳” 目标战略的提出，企业绿色创新行为受到大量关注。那么，明星高管是否会驱动企业绿色创新行为？ 目前，国内对于此方面研究比较匮乏。为此，本文以“年度经济人物”、“中国上市公司最佳CEO” 等4 项榜单中的明星高管为研究对象，实证检验了明星高管对企业绿色创新的影响及其作用机制。研究发现：（1） 明星高管显著促进了企业绿色创新水平，可能原因在于高管的明星身份提高了高管推动企业绿色创新的动机和能力；（2） 机制检验发现，代理成本在明星高管与企业绿色创新关系中起到中介作用，即高管的明星身份是由于降低了高管的机会主义行为，进而增加了其绿色创新的动机和能力；（3）调节效应发现，公众环保关注度正向调节明星高管与企业绿色创新的关系，这是因为公众环保关注度越高，明星高管进行绿色创新的压力和动力越强；产权性质正向调节了明星高管与企业绿色创新的关系，是由于与非国有企业相比，国有企业明星高管的环保责任更重，增加了高管的绿色创新动力；（4） 进一步研究发现，明星高管同时促进企业策略性绿色创新和实质性绿色创新。

6.2 政策建议

基于本文研究成果，可以得到以下启示：（1）提高权威明星高管榜单的数量和质量。①在保证权威性的前提下，社会媒体可以进一步提升高管榜单的数量。为了提升高管明星榜单的效果，可以尝试由政府、企业和社会组织联合评选和发布，不仅提高明星榜单的权威性，而且增强社会公众对明星榜单以及所入选高管的监督；②尝试推出特定行业、特定领域的明星榜单，如绿色高管榜单、ESG 榜单，以进一步提升明星高管的示范效应；（2） 企业通过选聘明星高管提升企业绿色创新水平。虽然通常情况下明星高管的薪酬高于普通高管，但本文研究发现明星高管可以减少高管的机会主义等代理成本，因此企业可以根据自身的绿色发展战略，结合企业发展状况灵活地选聘明星高管。