开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
Using sample data from China's A-share listed companies spanning 2016 to 2023, this study examines the impact of entrepreneurial innovation spirit on green innovation and its underlying mechanism. The results show that entrepreneurial innovation spirit can significantly enhance the green innovation level of listed companies. Mechanism tests reveal that entrepreneurial innovation spirit further boosts the green innovation level of listed companies by improving their commercial credit financing capacity and R&D investment intensity. Tests on the moderating effect of agency costs indicate that the lower the agency cost, the more pronounced the role of entrepreneurial innovation spirit in promoting green innovation among listed companies. Heterogeneity analysis based on corporate characteristics shows that the promotional effect of entrepreneurial innovation spirit on green innovation is more significant for companies in the growth and maturity stages, as well as for those located in eastern China. The heterogeneity analysis of chairman's personal characteristics indicates that among the enterprises with higher education level and younger chairman's age, the promotion effect of entrepreneurial innovation spirit on green innovation is more significant.
This study mainly has the following innovations and contributions: First, this study clarifies the definition and measurement of entrepreneurial innovation spirit from the perspective of chairman's speeches for the first time. In the existing research, some scholars measure R&D input and output directly, while others measure it by questionnaire. Measured by R&D investment and innovation,this is more likely the result of the innovation strategy decision-making of the enterprise organization, which is difficult to reflect the role of the entrepreneur as the spiritual subject. The questionnaire survey may focus on entrepreneurs, but it is difficult to reflect the innovation elements. Therefore, this study creatively defines and measures the entrepreneurial innovation spirit from the perspective of the chairman's speech, which not only considers the entrepreneur as the main body of the innovation spirit, but also contains the spiritual element of innovation. Second, from the perspective of entrepreneurial innovation spirit, this study explores its impact on enterprise green innovation for the first time, enriching the literature on the influencing factors of enterprise green innovation. In the existing studies, scholars mainly explore the impact of executive background on enterprise green innovation, while ignoring the internal driving force of entrepreneurial innovation spirit. This study addresses this gap in the existing literature.Third, given the uneven conditions and environments for green innovation across enterprises, there has been uncertainty regarding whether entrepreneurial innovation spirit can truly drive corporate green innovation. This study confirms that entrepreneurial innovation spirit is indeed a key internal driver of green innovation development in listed companies.This finding provides a theoretical basis and management enlightenment for enterprises to promote entrepreneurial innovation spirit and promote the development of green innovation in listed companies.
开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
党的二十大报告强调,“推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节”。当前,绿色发展成为企业可持续发展和高质量发展的“主旋律”。企业绿色创新需要高端人才和先进技术支持,以及持续的资金投入,在传统技术创新的基础上提出了更高的要求。相较于传统技术创新,绿色创新难度更大,对技术和资金支持的要求更高,且创新成果的不确定性也更高,这导致很多上市公司在绿色创新方面陷入“不敢创新”“不愿创新”或“不知如何创新”的窘境。
企业若想在绿色创新窘境中突围,需要明确自身绿色创新战略。作为企业家,董事长是企业战略制定和实施的“掌舵者”,对企业绿色创新发展方向具有重要影响。企业家创新精神是企业创新价值观体系的重要表现,可能内化为上市公司绿色创新动力,进而推动其绿色创新发展。企业家创新精神能否对企业绿色创新水平产生正向影响?如果产生正向影响,其作用机理是什么?上述问题有待解答。此外,高管作为股东的代理人,股东与管理层之间信息不对称是影响高管治理效率的关键因素,而代理成本是这一信息不对称程度的直接体现。因此,代理成本也可能对企业家创新精神与企业绿色创新的关系产生影响,但现有文献缺乏相应探究。
本文从企业家创新精神视角出发,探究其对绿色创新的影响及作用机理,并从代理成本视角检验了其对企业家创新精神与绿色创新关系的调节效应,可能的创新点与贡献如下:第一,明晰企业家创新精神的定义与衡量方式。企业家创新精神的主体是企业家,元素是创新,即企业家创新精神应以人为本并突出创新文化熏陶和创新引领。现有研究中,无论是从研发投入与产出视角[1],还是通过调查问卷形式衡量企业家创新精神[2],均难以兼顾企业家这一精神主体和创新这一精神元素。本文基于董事长致辞视角对企业家创新精神进行定义和衡量,既考虑企业家这一创新精神主体,又蕴含创新这一精神元素。第二,丰富企业绿色创新影响因素研究。现有研究主要从高管背景特征视角探究其对企业绿色创新的影响[3],忽略了企业家创新精神这一内在驱动力。本文基于企业家创新精神视角,探究其对企业绿色创新的影响,有助于夯实企业绿色创新影响因素的文献基础。第三,为企业弘扬企业家创新精神,提高绿色创新水平提供可行性建议。在企业绿色创新条件与创新氛围参差不齐的背景下,企业家创新精神能否驱动企业绿色创新发展尚存争议。本文考察企业家创新精神对公司绿色创新发展的影响作用,为企业弘扬企业家创新精神,推动自身绿色创新发展提供理论依据和管理启示。
绿色创新是企业为降低环境外部性而开展的创新活动,也是企业创新战略决策结果,能够促进企业经营效率和竞争力提升。现有企业绿色创新研究主要聚焦企业绿色创新影响因素及经济后果两个方面。
(1)企业绿色创新影响因素研究。绿色创新是企业战略决策结果,因而较好的公司治理有利于企业绿色创新水平提高。例如,在公司内部治理方面,已有研究发现,高管海外背景[4]、绿色创新经历可能促进知识转化[5],进而推动企业绿色创新发展。在企业绿色创新活动中,较高水平的数字化转型也能为管理层决策提供方向,从而推动绿色创新发展[6]。在公司外部治理方面,较好的监管措施和创新激励政策能够对企业绿色创新产生推动作用。有学者研究发现,税收征管强度提高会对企业形成较大监管压力,进而增强企业创新意愿,推动企业绿色创新发展[7]。也有学者研究发现,政府补贴能够产生较好的激励效果,促使企业自愿履行绿色责任,进而推动其绿色创新水平提升[8]。
(2)企业绿色创新经济后果研究。绿色创新不仅能够提高企业“绿色”形象,还可能形成新质生产力,进而增强企业核心竞争力,推动其高质量发展。因此,创新效率提高对企业投资和融资效率具有显著正向影响。在企业投资方面,刘柏等[9]研究发现,企业绿色创新水平提高能够向市场传递积极信号并增强投资者的投资意愿与信心,有助于企业获得更高的股权收益。在企业融资效率方面,武恒光等[10]研究发现,企业绿色创新水平提高有助于上市公司获得更高的信用评级,从而降低其债务融资成本。
综上,绿色创新不仅有助于企业树立正面形象,而且能够提高企业投融资效率,进而推动其高质量发展。当前,学者们对企业绿色创新影响因素及经济后果展开了丰富的研究。在影响因素方面,现有研究从各类传统高管特征视角,探究其对企业绿色创新的影响。企业家创新精神是企业创新发展的内在驱动力,也是影响企业绿色创新的关键因素,但基于企业家创新精神视角探究其对企业绿色创新影响的相关文献匮乏。本文利用年报董事长致辞对企业家创新精神进行定量测量,并探究企业家创新精神对企业绿色创新的影响及作用机理,不仅丰富企业绿色创新影响因素研究,还可为企业提高绿色创新水平提供经验证据。
1.2.1 企业家创新精神与绿色创新
党的二十大报告指出,“弘扬企业家精神,加快建设世界一流企业”。2023年修订的《中华人民共和国公司法》将“弘扬企业家精神”写入立法目的。何为企业家精神?学者们已作出相应解释。Wennekers等[11]认为,企业家精神是一种能力,主要表现在风险管控、资源配置、创新创造与商机洞察等方面;汪青松[12]认为,企业家精神是一种能力或特征的综合表达,主要体现在创新、冒险、洞察和组织等方面。由此可见,企业家精神是企业文化的灵魂,也是企业家在创新、洞察和组织等方面的能力、认知与态度,更是企业家优质特质和价值观的综合体现。
企业家创新精神是企业家精神的一种,聚焦于创新,也是企业家对企业创新理念、创新战略和创新活动的认可与价值取向[13]。这种创新精神易从企业家个体意识发展为群体意识,即演变为企业创新文化,进而对企业创新活动和创新发展产生驱动作用[14]。在绿色创新领域,企业绿色创新不仅需要资金支持,还需要明确绿色创新方向,并在创新活动中融入更多“绿色”元素。因此,在企业家创新精神引领下,企业更易突破传统技术创新模式,在创新战略中嵌入更多环保理念或“绿色”元素,不仅能够推动绿色创新投入,还能吸引更多绿色创新融资,从而促进企业绿色创新持续发展。
从绿色创新战略视角看,高阶理论认为,企业创新战略决策受企业家或管理层经历和精神状态的影响。在绿色创新战略决策过程中,企业只有明确创新方向,才能精准实施绿色创新投资,并提高自身绿色创新水平[15]。当以董事长为首的企业管理层具有创新精神时,会在创新战略中融入绿色发展理念,促使高管团队学习和传递这一理念[16],营造企业绿色创新文化,并内化于企业创新战略制定过程中,形成绿色创新导向,最终推动上市公司绿色创新发展。
从绿色创新投资视角看,“创造性破坏”理论认为,企业家精神能为企业创新活动提供具有“创造性”和“破坏性”的驱动力[17]。企业家创新精神更强调创新活动的创造性和科学性,能够在很大程度上破解企业“不敢创新”或“不愿创新”的窘境,增强其绿色创新意愿。因此,当以董事长为首的企业管理层具有创新精神时,上市公司管理层创新氛围浓厚,绿色创新意愿和积极性也随之提高,进而形成绿色创新凝聚力,管理层绿色创新信心增强,促使上市公司进行更多绿色创新投资,最终提高其绿色创新水平。
从绿色融资视角看,有限资源理论认为,上市公司可配置资源有限,当融资约束程度较高时,上市公司难以将更多资金资源投向绿色创新活动。然而,当以董事长为首的企业管理层具有较强创新精神时,会促使上市公司形成创新文化[18],并向外部利益相关者展示其“绿色”形象,增强外部利益相关者信心,进而加大绿色投融资力度,甚至提升外部利益相关者对企业绿色创新的参与程度,推动上市公司开展更多绿色创新投资,最终提高其绿色创新水平[19]。
综上,在企业绿色创新活动中,企业家创新精神既是企业家对绿色创新理念的认可,也是企业绿色创新文化的精髓。这种精神可从个体层面影响组织群体,进而内化于企业绿色创新战略决策中,形成绿色创新引领,提高企业参与绿色创新活动的积极性与投入程度,最终促进企业绿色创新水平提升。基于此,本文提出如下假设:
H1:企业家创新精神促进公司绿色创新水平提升。
1.2.2 商业信用融资的中介作用
商业信用融资是上市公司享受推迟支付上游企业供货款以及提前收取下游企业销货款的行为,该行为往往以上市公司信誉和创新属性为基础。当上市公司信誉较好、产品创新属性较高时,上下游企业对上市公司偿债能力与供货能力具有信任基础,会提高其商业信用融资额度。当企业家具备创新精神时,上市公司创新属性较高,其产品竞争力较强,市场占有率和财务状况也表现较好。这能增加上市公司与上下游企业合作机会,即增加上市公司商业信用融资额度。当上市公司获得更多商业信用融资额度时,上市公司现金流增加,其融资约束程度降低,有更多资金和精力投入绿色创新,最终实现“融资支持创新,创新反哺融资”的良性循环。基于此,本文提出如下假设:
H2:商业信用融资在企业家创新精神与绿色创新间发挥中介作用,即企业家创新精神促使上市公司获得更多商业信用融资额度,进而促进其绿色创新水平提升。
1.2.3 研发投入的中介作用
企业绿色创新不仅需要融入绿色理念和绿色元素,还需要大量资金支持,且创新结果具有较强的不确定性。因此,在绿色创新过程中,上市公司需要创新文化熏陶和创新引导,同时保持坚定信念,才能加快绿色创新发展。尤其在上市公司董事长致辞中,若以创新为引导,充分激发企业家创新精神,公司便有信心加强绿色创新投入。尽管创新投入不一定能转化为创新成果,但更高的创新投入能够提升研发成功率。因此,当创新投入较高时,上市公司绿色创新产出显著提升。基于此,本文提出如下假设:
H3:研发新投入在企业家创新精神与绿色创新间发挥中介作用,即企业家创新精神促进上市公司研发投入水平提升,进而促进其绿色创新水平提升。
1.2.4 代理成本的调节作用
委托代理理论认为,股东与企业管理层间的委托代理冲突,根源在于两者存在较大的信息不对称问题[20]。这种信息不对称问题会导致股东难以通过有效措施对企业管理层进行监督,进而增加管理层机会主义行为[21]。当上市公司代理成本较高时,意味着股东与管理层间的代理冲突较为严重,即便以董事长为首的管理层具有创新精神,也可能因为绿色创新投入是利润递减项,而利用信息不对称问题降低绿色创新投入,以换取更高的当期利润和自身薪酬激励。这会导致上市公司错失绿色创新机会,绿色创新水平降低,最终导致企业家创新精神对绿色创新的驱动力不足。
相反,当代理成本较低时,股东与管理层间的代理冲突缓解,管理层的代理行为更易被股东监管,二者利益趋于一致,会为企业长远利益进行更多创新投资[22]。在企业绿色创新投资中,当代理成本较低时,企业家创新精神更容易得到股东的支持,而且为实现长远发展,股东会倡导管理层的创新精神,推动其不断内化于绿色创新战略中,加快上市公司绿色创新发展。基于此,本文提出如下假设:
H4:代理成本越低,企业家创新精神对绿色创新的促进作用越显著。
为探究企业家创新精神对绿色创新的影响,本文选取2016—2023年年报披露董事长致辞的A股上市公司为初始样本。2016年《高新技术企业认定管理办法》修订,进一步加大对科技型企业的政策扶持力度。选择此后数据,所有样本处于相对一致的创新政策环境中。为保障实证结果的科学性,本文剔除金融保险行业、ST或*ST以及数据不全的公司样本,并对所有连续变量进行双侧1%缩尾处理以消除异常值的影响。其中,绿色专利申请数来自CNRDS数据库,其他数据均来自CSMAR数据库。
2.2.1 被解释变量:绿色创新(GP)
本文参照严兵等[23]的做法,采用上市公司t+1年绿色发明专利和绿色实用新型专利申请数加1后取自然对数表示上市公司绿色创新水平。其中,上市公司绿色专利数据通过国家知识产权局(SIPO)记录的企业专利信息与世界知识产权组织(WIPO)披露的专利绿色清单对比获得。在稳健性检验部分,本文采用上市公司t+1年绿色发明专利和绿色实用新型专利授权数加1后取自然对数衡量上市公司绿色创新水平。
2.2.2 解释变量:企业家创新精神(EIS)
企业家创新精神是企业家认可的创新价值观体系,也是企业家对企业创新的重视及引领程度。考虑到董事长是企业家的代表,企业家创新精神又是企业创新文化的精髓,本文参考相关研究[24],选取年报董事长致辞中含有“技术创新”“研究”“开发”“研发”“发明”等25个创新关键词衡量上市公司企业家创新精神(EIS),具体采用包含创新关键词句子数占董事长致辞句子总数的百分比衡量,该百分比越大,表明董事长对上市公司创新的重视及引领程度越高,即企业家越具有创新精神。
2.2.3 中介变量:商业信用融资(TC)与研发投入(RD)
商业信用融资强调企业获得延期支付上游企业供货款以及提前收取下游企业供货款的权利。本文参照舒伟等[25]的研究,采用应付账款、应付票据和预收账款之和占期末资产总额的比值衡量,该数值越大,则表明上市公司的商业信用融资水平越高,反之亦然。
现有研究大多采用消除营业收入规模效应后的研发投入情况衡量研发投入(RD)。本文采用研发投入与营业收入之比衡量上市公司研发投入,该数值越大,说明企业研发投入水平越高,反之亦然。
2.2.4 调节变量:代理成本(AC)
代理问题主要包括股东与管理层间的第一类代理问题,以及大股东和小股东间的第二类代理问题,而本文聚焦的企业家创新精神与企业绿色创新的关系可能受到第一类代理问题影响。参照修宗峰等[26]的研究,采用上市公司管理费率衡量上市公司代理成本,管理费用率数值越大,表明上市公司代理成本越高。为了更好地进行分析,以管理费用率乘以-1后的数值衡量上市公司代理成本(AC),该数值越大,表明代理成本越低。
2.2.5 控制变量
为科学分析企业家创新精神与企业绿色创新的关系,本文控制公司规模(SIZE)和财务杠杆(LEV)等相关变量,以及公司个体固定效应(FIRM)和年份固定效应(YEAR)。具体变量定义如表1所示。
表1 变量说明
Table 1 Variable description
变量类型 变量名称 变量符号 变量测度方法 被解释变量 企业绿色创新 GP 绿色发明专利和绿色实用新型专利申请数加1后取对数 解释变量 企业家创新精神 EIS (董事长致辞中创新关键词句子数/董事长致辞句子总数)*100 中介变量 商业信用融资 TC 应付账款、应付票据和预收账款之和占期末资产总额的比值 研发投入 RD 研发投入与营业收入之比 调节变量 代理成本 AC 管理费用率 *(-1) 控制变量 公司规模 SIZE 期末资产总额加1后取自然对数 财务杠杆 LEV 期末负债总额/期末资产总额 总资产收益率 ROA 净利润/期末资产总额 成长性 GROWTH 营业收入增长率 经营活动现金流 CFO 经营活动现金流量净额/营业收入 股权集中度 TOP1 第一大股东持股比例 董事会独立性 IDR 独立董事人数与董事会人数的比值 两职合一 DUAL 董事长兼任总经理则为1,否则为0 产权性质 SOE 国有企业为1,民营企业为0
为检验企业家创新精神对企业绿色创新的影响,本文构建如下回归模型:
GPi,t+1=α0+α1EISi,t+α2Controlsi,t+∑Firm+∑Year+εi,t
(1)
其中,i、t分别表示公司和年份;GP表示企业绿色创新;EIS表示企业家创新精神;Controls表示控制变量;Firm表示公司个体效应;Year表示年份固定效应;ε代表误差项。
为检验商业信用融资(TC)、研发投入(RD)在企业家创新精神与企业绿色创新间的中介作用,本文构建如下回归模型:
Mit=β0+β1EISit+β2Controlsit+∑Firm+∑Year+εit
(2)
GPit+1=γ0+γ1EISit+γ2Mit+γ3Controlsit+∑Firm+∑Year+εit
(3)
其中,M分别表示商业信用融资(TC)和研发投入(RD),其他变量和符号同模型(1)。
为检验代理成本(AC)对企业家创新精神与企业绿色创新关系的调节作用,本文构建如下回归模型:
GPi,t+1=β0+β1EISi,t+β2ACi,t+β3EISi,t*ACi,t+β4Controlsi,t+∑Firm+∑Year+εi,t
(4)
表2为变量描述性统计结果。结果显示,全样本中企业绿色创新(GP)的均值为2.566,标准差为2.189,说明不同上市公司绿色创新水平具有较大差异;企业家创新精神(EIS)的均值为12.210,说明董事长致辞中有12.210%的句子提及创新关键词,且均值大于中位数,说明大部分样本公司重视创新发展,但标准差高达8.869,说明不同样本公司的企业家创新精神存在较大差异;商业信用融资(TC)的均值为0.138,说明样本中平均每家公司的应付账款、应付票据和预收账款与期末资产总额之比为0.138;研发投入(RD)的均值为0.036,说明样本中企业平均研发投入比为3.6%;代理成本(AC)的均值为-0.063,说明样本中企业平均管理费用率为6.3%。
表2 描述性统计结果(N=780)
Table 2 Descriptive statistics(N=780)
变量 均值 标准差 最小值 中位数 最大值 GP 2.566 2.189 0.000 2.197 8.510 EIS 12.210 8.869 0.000 10.530 31.700 TC 0.138 0.121 0.000 0.105 0.652 RD 0.036 0.045 0.000 0.025 0.438 AC -0.063 0.065 -0.767 -0.053 0.000 SIZE 24.410 2.027 21.390 24.330 28.100 LEV 0.538 0.208 0.186 0.535 0.896 ROA 0.046 0.044 -0.033 0.036 0.152 GROWTH 0.145 0.225 -0.252 0.113 0.662 CFO 0.057 0.056 -0.047 0.053 0.167 TOP1 0.368 0.155 0.139 0.348 0.654 IDR 0.387 0.054 0.333 0.375 0.500 DUAL 0.185 0.388 0.000 0.000 1.000 SOE 0.429 0.495 0.000 0.000 1.000
3.2.1 基准回归
表3列(1)为企业家创新精神与企业绿色创新的实证回归结果。结果显示,企业家创新精神(EIS)与绿色创新(GP)的回归系数为0.056,且在1%水平上显著。由此表明,企业家创新精神与绿色创新呈显著正相关关系,即企业家创新精神促进上市公司绿色创新水平提升,假设H1得到验证。这也说明企业家创新精神是企业绿色创新的内在驱动力,借助“创新性”和“破坏性”形成创新引领,提高企业绿色创新积极性,从而推动企业绿色创新发展。
表3 基准回归结果
Table 3 Baseline regression results
变 量 ( 1 ) ( 2 ) ( 3 ) ( 4 ) ( 5 ) ( 6 ) GP TC GP RD GP GP E I S 0 . 0 5 6 * * * 0 . 0 0 3 * * * 0 . 0 3 5 * * * 0 . 0 0 1 * * * 0 . 0 4 2 * * * 0 . 0 7 5 * * * ( 4 . 6 1 ) ( 3 . 9 0 ) ( 3 . 4 3 ) ( 5 . 0 1 ) ( 3 . 4 5 ) ( 4 . 4 5 ) TC 7 . 4 6 5 * * * ( 7 . 1 8 ) RD 1 1 . 4 0 4 * * * ( 2 . 6 0 ) AC - 3 . 1 2 2 ( - 1 . 5 0 ) E I S * AC 0 . 2 9 8 * * ( 2 . 2 7 ) S I Z E 0 . 5 5 3 * * * - 0 . 0 1 9 * * * 0 . 6 9 2 * * * - 0 . 0 0 4 * 0 . 5 9 3 * * * 0 . 5 6 0 * * * ( 4 . 8 1 ) ( - 2 . 7 8 ) ( 6 . 4 6 ) ( - 1 . 9 4 ) ( 5 . 2 1 ) ( 4 . 7 8 ) LEV - 0 . 7 7 8 0 . 2 6 8 * * * - 2 . 7 8 0 * * * - 0 . 0 3 7 * - 0 . 3 5 6 - 0 . 9 6 1 ( - 0 . 7 3 ) ( 4 . 1 4 ) ( - 2 . 6 3 ) ( - 1 . 8 8 ) ( - 0 . 3 6 ) ( - 0 . 9 2 ) R OA 0 . 9 0 8 0 . 0 7 8 0 . 3 2 6 0 . 0 0 5 0 . 8 5 5 0 . 0 6 7 ( 0 . 3 4 ) ( 0 . 4 9 ) ( 0 . 1 2 ) ( 0 . 0 7 ) ( 0 . 3 3 ) ( 0 . 0 3 ) GR OWT H 0 . 2 7 7 0 . 0 3 2 0 . 0 3 9 - 0 . 0 0 6 0 . 3 4 7 0 . 2 8 4 ( 0 . 8 7 ) ( 1 . 5 8 ) ( 0 . 1 5 ) ( - 0 . 8 4 ) ( 1 . 1 3 ) ( 0 . 8 8 ) CFO 5 . 6 3 5 * * * 0 . 1 2 5 4 . 7 0 3 * * * - 0 . 0 3 9 6 . 0 8 3 * * * 5 . 4 4 8 * * * ( 2 . 8 6 ) ( 1 . 0 7 ) ( 2 . 6 8 ) ( - 0 . 9 1 ) ( 2 . 9 8 ) ( 2 . 7 9 ) T OP 1 2 . 4 5 8 * * 0 . 1 4 6 * * * 1 . 3 7 0 - 0 . 0 2 4 2 . 7 2 6 * * * 2 . 3 9 1 * * ( 2 . 5 8 ) ( 2 . 6 8 ) ( 1 . 6 3 ) ( - 1 . 1 9 ) ( 2 . 6 9 ) ( 2 . 5 5 ) I DR 3 . 7 4 6 0 . 2 1 6 2 . 1 3 3 0 . 0 7 5 2 . 8 9 2 3 . 6 5 4 ( 1 . 5 1 ) ( 1 . 5 3 ) ( 1 . 0 1 ) ( 1 . 4 0 ) ( 1 . 1 7 ) ( 1 . 4 8 ) DUAL - 0 . 1 0 2 - 0 . 0 0 6 - 0 . 0 5 7 - 0 . 0 1 0 0 . 0 0 7 - 0 . 0 9 6 ( - 0 . 4 0 ) ( - 0 . 3 7 ) ( - 0 . 2 8 ) ( - 1 . 4 8 ) ( 0 . 0 3 ) ( - 0 . 3 8 ) S OE - 0 . 2 4 4 0 . 0 1 7 - 0 . 3 7 3 - 0 . 0 1 1 * - 0 . 1 1 5 - 0 . 2 6 4 ( - 0 . 7 3 ) ( 0 . 8 5 ) ( - 1 . 1 6 ) ( - 1 . 8 5 ) ( - 0 . 3 5 ) ( - 0 . 7 9 ) 常 数 项 - 1 4 . 2 7 1 * * * 0 . 2 6 3 * - 1 6 . 2 3 1 * * * 0 . 1 1 1 * * * - 1 5 . 5 3 9 * * * - 1 4 . 3 8 8 * * * ( - 5 . 5 5 ) ( 1 . 7 0 ) ( - 7 . 4 7 ) ( 3 . 0 9 ) ( - 6 . 2 1 ) ( - 5 . 4 2 ) F i r m / Y e a r F E 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 样 本 量 7 8 0 7 8 0 7 8 0 7 8 0 7 8 0 7 8 0 R 2 0 . 3 1 3 0 . 1 5 1 0 . 4 5 8 0 . 2 6 8 0 . 3 5 4 0 . 3 1 8
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,下同
3.2.2 商业信用融资的中介作用检验结果
表3列(2)(3)为商业信用融资在企业家创新精神与企业绿色创新间的中介作用检验结果。表3列(2)结果显示,企业家创新精神(EIS)与商业信用融资水平(TC)的回归系数为0.003且在1%水平上显著,表明企业家创新精神能够显著提高上市公司商业信用融资水平。表3列(3)结果显示,中介效应模型中,商业信用融资水平(TC)与绿色创新(GP)的回归系数为7.465,在1%水平上显著;企业家创新精神(EIS)与绿色创新(GP)的回归系数为0.035,在1%水平上显著且小于基准回归系数(0.056),符合机制检验的运算规则,假设H2得到验证。由此表明,商业信用融资是企业家创新精神影响企业绿色创新的中介机制,即企业家创新精神通过提高上市公司商业信用融资额度,促进其绿色创新水平提升。
3.2.3 研发投入的中介作用检验结果
表3列(4)(5)为研发投入在企业家创新精神与企业绿色创新间的中介作用检验结果。表3列(4)结果显示,企业家创新精神(EIS)与研发投入水平(RD)的回归系数为0.001且在1%水平上显著,表明企业家创新精神能够显著提高上市公司研发投入水平。表3列(5)结果显示,中介效应模型中,研发投入水平(RD)与绿色创新(GP)的回归系数为11.404,在1%水平上显著;企业家创新精神(EIS)与绿色创新(GP)的回归系数为0.042,在1%水平上显著且小于基准回归系数(0.056),符合机制检验的运算规则,假设H3得到验证。由此表明,研发投入是企业家创新精神影响企业绿色创新的中介机制,即企业家创新精神通过提高上市公司研发投入水平,促进其绿色创新水平提升。
3.2.4 代理成本的调节作用检验结果
表3列(6)为代理成本对企业家创新精神与绿色创新关系的调节效应检验结果。结果显示,企业家创新精神(EIS)与代理成本(AC)的交乘项(EIS*AC)对绿色创新(GP)的回归系数为0.298且在5%水平上显著,表明代理成本越低,企业家创新精神(EIS)与绿色创新(GP)的正向关系越显著。随着代理成本降低,董事长的企业家创新精神更能得到发挥,从而显著推动上市公司绿色创新发展,假设H4得到验证。这也说明股东与管理层间的代理冲突是影响企业家创新精神转化效率的关键因素,较低的代理成本与较高的信息透明度能够促使企业家创新精神融入企业绿色创新活动,不断驱动上市公司绿色创新发展。
3.3.1 工具变量法
为消除可能存在的遗漏变量等内生性问题,本文采用工具变量法进行内生性检验。考虑到同城市同行业其他上市公司董事长致辞中的创新信息含量会对标的公司董事长产生学习效应,即同城市同行业其他上市公司董事长的创新引导能够正向影响标的公司董事长的创新引导,而同城市同行业其他上市公司董事长的创新引导不会直接对标的公司绿色创新水平产生影响。由此,本文选取同城市同行业其他上市公司企业家创新精神的平均值作为工具变量(IV),采用二阶段最小二乘法(2SLS)进行回归检验,第一阶段和第二阶段检验结果如表4列(1)(2)所示。表4列(1)结果显示,第一阶段的工具变量(IV)与企业家创新精神(EIS)的回归系数为1.170且在1%水平上显著。同时,第一阶段的F值为17.87,大于临界值10,说明本文所选工具变量有效。表4列(2)结果显示,企业家创新精神(EIS)与绿色创新(GP)依然呈显著正相关关系,再次验证前文基准回归结果。
表4 稳健性检验结果
Table 4 Robustness test results
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 第一阶段 第二阶段 PSM 企业价值较高 企业价值较低 替换被解释变量 IV 1.170 *** (4.23) EIS 0.762 *** 0.060 *** 0.058 *** 0.085 *** 0.049 *** (4.30) (4.35) (3.53) (4.22) (4.23) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/YearFE 控制 控制 控制 控制 控制 控制 常数项 -659.27 * 223.616 -16.270 *** -16.338 *** -10.872 *** -12.665 *** (-1.93) (0.78) (-5.82) (-4.77) (-3.20) (-4.99) 样本量 731 731 417 426 354 780 第一阶段 F值 17.87 R 2 0.344 0.354 0.313 0.292
3.3.2 倾向得分匹配(PSM)
为消除可能存在样本自选择的内生性问题,本文采用倾向得分匹配方法进行稳健性检验:首先,基于行业和年份,根据企业家创新精神(EIS)将样本分为高低两组;其次,在保持前文控制变量不变的情况下进行有放回的1∶1最近邻匹配并重新筛选样本;最后,对前文基准回归模型(1)重新进行检验,结果如表4列(3)所示。结果显示,企业家创新精神能够显著提高企业绿色创新水平,说明前文实证结果不存在样本自选择问题,且结果稳健。
3.3.3 排除“好公司”潜在的影响
创新需要较高的投入,且可能呈现出“好公司”更愿意开展绿色技术创新的自选择问题。为消除“好公司”潜在的影响,本文参照张学志等[27]的做法,先基于行业和年份根据上市公司托宾Q值将样本分为高低两组,高组为“好公司”,低组为“不好公司”,再对前文基准回归模型(1)进行检验,结果如表4列(4)(5)所示。分组回归结果表明,企业家创新精神可显著提高企业绿色创新水平,表明前文实证结果稳健。
3.3.4 替换被解释变量
为消除被解释变量衡量偏误对实证结果的影响,本文采用替换被解释变量的方法进行稳健性检验。首先,采用专利授权数衡量,即采用上市公司t+1年绿色发明专利和绿色实用新型专利授权数加1后取自然对数衡量上市公司绿色创新水平。其次,将替换后的被解释变量代入基准回归模型(1)进行检验,结果如表4列(6)所示。结果显示,替换被解释变量后,企业家创新精神仍能够显著提高企业绿色创新水平,说明前文实证结果稳健。
4.1.1 企业生命周期异质性分析
根据发展历程可将企业生命周期分为成长期、成熟期和衰退期。不同生命周期企业,其战略定位和创新发展均有所差别。在绿色创新方面,成长期、成熟期企业可通过创新发展提高产品创新程度与市场占有率并拓展应用场景。相较于成长期和成熟期企业,衰退期企业不以创新为战略主导,反而可能考虑企业退出机制。对于衰退期企业而言,即使施加更多创新引导,也难以改变现状,因而更愿意通过减少创新投入换取更多现金流。因此,企业家创新精神在衰退期企业中的边际贡献可能下降,甚至出现二者不呈线性相关的局面。
本文参照王田力等[28]的研究,根据上市公司现金流将上市公司生命周期分为成长期、成熟期和衰退期,代入前文回归模型(1)进行分组检验,结果如表5列(1)～(3)所示。表5列(1)(2)结果显示,成长期和成熟期企业样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果在1%水平上显著为正。表5列(3)结果显示,衰退期企业样本中,企业家创新精神对绿色创新的回归结果未通过显著性检验。由此表明,相较于衰退期企业,在成长期和成熟期企业中,企业家创新精神对绿色创新的正向影响更为显著。
表5 公司特征异质性检验结果
Table 5 Heterogeneity test results of corporate characteristics
变 量 ( 1 ) ( 2 ) ( 3 ) ( 4 ) ( 5 ) ( 6 ) 成 长 期 企 业 成 熟 期 企 业 衰 退 期 企 业 东 部 地 区 企 业 中 部 地 区 企 业 西 部 地 区 企 业 E I S 0 . 0 4 9 * * * 0 . 0 6 1 * * * 0 . 0 1 8 0 . 0 5 8 * * * 0 . 0 0 6 - 0 . 0 0 7 ( 2 . 7 0 ) ( 4 . 6 6 ) ( 0 . 9 4 ) ( 4 . 4 4 ) ( 0 . 1 9 ) ( - 0 . 2 6 ) C o n t r o l s 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 F I E M / Y E A R F E 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 控 制 样 本 量 3 1 5 3 2 9 1 3 6 6 6 9 5 2 5 9 R 2 0 . 2 5 7 0 . 4 1 8 0 . 2 5 8 0 . 3 4 0 0 . 6 3 0 0 . 7 3 8
4.1.2 地区异质性分析
上市公司绿色创新可能为了主动占领市场和树立“绿色”形象而开展,也可能是市场竞争环境变化倒逼其调整战略决策的结果。在被迫创新方面,不同地区上市公司面临的竞争强度有所不同,被迫进行绿色创新的情况也存在差异。相较于中部地区和西部地区,东部地区上市公司更多,竞争程度更高,对绿色创新的需求程度也更高。因此,从绿色创新必要性看,东部地区以绿色创新获取市场竞争力的必要性更强。换言之,企业家创新精神所蕴含的绿色创新理念和引导作用,在东部地区企业中更能发挥作用,进而驱动上市公司绿色创新发展。
本文参照相关研究,按照上市公司注册地将样本分为东部地区企业、中部地区企业和西部地区企业[29],分别代入前文基准回归模型(1)进行检验,结果如表5列(4)～(6)所示。表5列(4)结果显示,东部地区企业样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果在1%水平上显著为正。表5列(5)(6)结果显示,中部地区和西部地区样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果未通过显著性检验。由此表明,相较于中部地区和西部地区企业,东部地区企业中企业家创新精神对绿色创新的正向影响更为显著。
4.2.1 董事长学历特征异质性分析
学历差异是董事长及高管学识与认知差异的重要体现,尤其在企业绿色创新知识和认知方面。当董事长具有较高学历时,其知识储备较高,易实现知识向创新活动转化。当董事长具有创新精神时,这种高知识与高认知会促使创新精神融入企业绿色创新活动,推动其绿色创新发展。因此,相较于董事长学历较低的企业,在董事长学历较高的企业中,企业家创新精神对绿色创新的正向影响更为显著。
本文参照徐飞[30]的研究,按照董事长是否具有本科及以上学历,将样本分为董事长学历较高和董事长学历较低两组,代入前文回归模型(1)进行检验,结果如表6列(1)(2)所示。表6列(1)结果显示,董事长学历较高的样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果在1%水平上显著为正。表6列(2)结果显示,董事长学历较低的样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果未通过显著性检验。由此表明,相较于董事长学历较低的企业,董事长学历较高的企业中,企业家创新精神对绿色创新的正向影响更为显著。这也说明,高学历能够提高企业家创新精神转化效率,推动上市公司绿色创新发展。
表6 董事长学历与年龄特征异质性检验结果
Table 6 Heterogeneity test results of personal characteristics of Chairman's educational background and age
变量 (1) (2) 董事长学历 较高组 较低组 (3) (4) 董事长年龄 退休年龄 以上组 退休年龄 以下组 EIS 0.062 *** 0.006 0.027 0.059 *** (5.20) (0.23) (1.30) (4.64) Controls 控制 控制 控制 控制 FIEM/ YEARFE 控制 控制 控制 控制 常数项 -13.726 *** -13.712 ** -16.947 *** -13.870 *** (-5.06) (-2.52) (-3.22) (-5.28) 样本量 645 135 113 667 R 2 0.331 0.424 0.412 0.332
4.2.2 董事长年龄特征异质性分析
年龄对董事长在公司治理过程中的时间与精力投入具有重要影响。而企业绿色创新不仅需要董事长思想活跃、精力充沛,还需要其具备一定冒险精神。相较于年龄较小的董事长,年龄较大的董事长时间和精力有限,更倾向于采取保守创新战略。此外,年龄较小的董事长思活跃想且精力充沛,更具有冒险精神,契合企业家创新精神的治理逻辑,可促进上市公司绿色创新发展。
考虑到样本中董事长平均年龄为55.48岁,本文按照董事长年龄是否超过法定退休年龄,将样本分为董事长年龄较大和董事长年龄较小两组,并代入前文回归模型(1)进行检验,结果如表6列(3)(4)所示。表6列(3)结果显示,董事长年龄较大的样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果未通过显著性检验。表6列(4)结果显示,董事长年龄较小的样本中,企业家创新精神对绿色创新影响的回归结果在1%水平上显著为正。由此表明,相较于董事长年龄较大的企业,董事长年龄较小的企业中企业家创新精神对绿色创新的正向影响更为显著。这也说明年轻董事长的创新精神转化效率更高,更能推动上市公司绿色创新发展。
在科学界定企业家创新精神的基础上,本文以2016—2023年我国沪深A股上市公司中存在董事长致辞的样本为研究对象,检验企业家创新精神对企业绿色创新的影响,得出如下主要结论:
(1)企业家创新精神能够促进上市公司绿色创新水平提升。该结论不仅从实证角度诠释了企业家创新精神是企业绿色创新的内在驱动力,还为弘扬企业家创新精神提供了实证依据。
(2)机制检验发现,商业信用融资和研发投入是企业家创新精神正向影响企业绿色创新的中介机制,即企业家创新精神通过提高上市公司商业信用融资水平与研发投入水平,提高其绿色创新水平。
(3)代理成本越低,企业家创新精神对绿色创新的促进作用越显著。这说明股东与管理层间的代理冲突和信息不对称问题会影响高管公司治理效率,只有降低股东与管理层间的代理冲突,才能提高高管公司治理效率和企业家创新精神内化效果,从而推动上市公司绿色创新发展。
(4)基于公司特征的异质性检验发现,相较于衰退期企业和中西部地区企业,成长期、成熟期企业以及东部地区企业中,企业家创新精神对企业绿色创新的促进作用更为显著。
(5)基于董事长个人特征的异质性检验发现,相较于董事长学历较低和董事长年龄较大的企业,董事长学历较高和董事长年龄较小的企业中,企业家创新精神对企业绿色创新的促进作用更为显著。
(1)加强企业家创新精神培育。上市公司需建立健全企业家创新精神培育体系,加强对企业家创新精神的支持和激励,促进个体创新精神逐步演变为企业创新文化,使更多企业家受创新思想和创新文化熏陶,进而投身企业绿色创新活动,提高绿色创新水平,加快培育新质生产力,实现绿色发展与高质量发展。
(2)降低股东与管理层间的委托代理成本,提升企业家创新精神对企业绿色创新的驱动效果。在绿色创新发展过程中,上市公司可考虑通过股权激励等方式降低代理成本,促使管理层履行义务,加快企业家创新精神转化为创新行动,从而实现绿色创新发展。
(3)加强企业家能力培养。企业可通过提高企业家学历和认知水平、加强年轻干部队伍建设,并利用企业家的高认知能力和精力推动绿色创新水平提升,进而培育新质生产力,实现高质量发展。
本文存在以下不足:首先,在企业家创新精神方面,虽借鉴相关研究并采用董事长致辞进行文本分析与衡量,但仍可能难以全面反映企业家创新精神内涵,未来可以尝试从其他角度构建衡量指标。其次,在机制检验方面,本文从商业信用融资和研发投入两个角度展开,未来可进一步检验是否存在其他影响机制。最后,本文仅基于大样本探究企业家创新精神对绿色创新的影响,未考虑个体案例的特殊情况,未来可尝试对个体案例进行探索,进一步提升结论普适性。
[1] 张培,赵世豪.企业家创新精神与信用风险——基于技术创新维度的实证研究[J].商业研究,2022,46(1):95-102.
[2] 李敏.跨界搜索对中小制造企业非研发创新的影响研究——企业家创新精神的调节作用[J].东岳论丛,2020,41(10):86-96.
[3] GALBREATH J. Drivers of green innovations: the impact of export intensity, women leaders, and absorptive capacity[J].Journal of Business Ethics, 2019, 158(1): 47-61.
[4] QUAN X F, KE Y, QIAN Y T, et al. CEO foreign experience and green innovation: evidence from China[J].Journal of Business Ethics, 2023, 182(2): 535-557.
[5] 王分棉, 贺佳, 陈丽莉. 连锁董事绿色经历会促进企业绿色创新“增量提质”吗[J].中国工业经济, 2023,40(10): 155-173.
[6] 刘海曼, 龙建成, 申尊焕, 等. 数字化转型对企业绿色创新的影响研究[J].科研管理, 2023, 44(10): 22-34.
[7] 葛永波, 董昊. 税收征管对企业绿色创新的影响研究[J].科学管理研究, 2024, 42(3): 97-106.
[8] 钱丽,严润玥,肖仁桥.企业ESG表现对绿色创新质量的影响及作用机制[J].科技进步与对策,2025,42(15):108-118.
[9] 刘柏, 王馨竹. 企业绿色创新对股票收益的“风险补偿”效应[J].经济管理, 2021, 43(7): 136-157.
[10] 武恒光, 徐艳丽, 王萌, 等. 企业绿色创新与债券融资成本[J].管理科学, 2022, 35(5): 35-50.
[11] WENNEKERS S, THURIK R. Linking entrepreneurship and economic growth[J].Small Business Economics, 1999, 13(1): 27-56.
[12] 汪青松. 新《公司法》弘扬企业家精神的制度回应[J].商业经济与管理, 2024,44(8): 85-94.
[13] TRIPOPSAKUL S, MOKKHAMAKKUL T, PURIWAT W. The development of the entrepreneurial spirit index: an application of the entrepreneurial cognition approach[J].Emerging Science Journal, 2022, 6(3): 493-504.
[14] YANG X J,YANG X Y.External parachuting and innovation investment: mediating effect of entrepreneurial spirit[J].International Entrepreneurship and Management Journal, 2023, 19(4): 1643-1671.
[15] SONG W H,YU H Y.Green innovation strategy and green innovation: the roles of green creativity and green organizational identity[J].Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 2018, 25(2): 135-150.
[16] BEGUM S,ASHFAQ M,XIA E J, et al.Does green transformational leadership lead to green innovation? the role of green thinking and creative process engagement[J].Business Strategy and the Environment, 2022, 31(1): 580-597.
[17] 高波, 申晨荣. 新时代企业家精神的“创造性破坏”——基于关键核心技术突破视角[J].上海经济研究, 2025, 37(2): 65-78.
[18] ABBAS J, KHAN S M. Green knowledge management and organizational green culture: an interaction for organizational green innovation and green performance[J].Journal of Knowledge Management, 2023, 27(7): 1852-1870.
[19] SINGH S K, DEL GIUDICE M, CHIAPPETTA JABBOUR C J, et al. Stakeholder pressure, green innovation, and performance in small and medium-sized enterprises: the role of green dynamic capabilities[J].Business Strategy and the Environment, 2022, 31(1): 500-514.
[20] CLAESSENS S, DJANKOV S, LANG L H P. The separation of ownership and control in East Asian corporations[J].Journal of Financial Economics, 2000, 58(1-2): 81-112.
[21] DENIS D J, DENIS D K, SARIN A. Agency problems, equity ownership, and corporate diversification[J].The Journal of Finance, 1997, 52(1): 135-160.
[22] 耀友福,周兰.碳中和管理的绿色创新效应研究——来自中国上市公司的经验证据[J].会计研究,2024,45(12):107-120.
[23] 严兵,程敏,王乃合.ESG绿色溢出、供应链传导与企业绿色创新[J].经济研究,2024,59(7):72-91.
[24] 陆明富.企业创新文化与研发操纵——基于产品市场竞争及财务困境的机制检验[J].科技进步与对策,2024,41(13):90-100.
[25] 舒伟,陈颖.数字化转型与企业商业信用融资行为研究[J].会计研究,2024,45(1):79-93.
[26] 修宗峰,王洁,龙姣玲,等.商会关系、声誉机制与代理成本[J].审计与经济研究,2024,39(3):75-86.
[27] 张学志,李灿权,周梓洵.员工持股计划、内部监督与企业违规[J].世界经济,2022,45(3):185-211.
[28] 王田力,王竞达.数字化转型、生命周期与企业价值[J].经济与管理研究,2023,44(7):106-125.
[29] 陆明富.连锁董事与问询函监管——来自沪深交易所年报问询的证据[J].山西财经大学学报,2022,44(9):87-99.
[30] 徐飞.CEO股价崩盘经历与企业风险承担:“司空见惯”还是“杯弓蛇影”[J].当代财经,2023,44(1):94-107.