This study selects A-share listed enterprises in the heavy pollution industry in China's Shanghai and Shenzhen stock markets from 2013 to 2022 as the research sample. After screening the preliminary matched samples, it obtains a total of 1 037 enterprises and 8 076 observation samples. Then, the study collects data on environmental shareholder activism and green innovation of sample companies, empirically examines the impact of environmental shareholder activism on corporate green innovation, and explores the role mechanism of management's environmental attention on this effect. Further, it examines the heterogeneous effects of contextual factors such as the level of environmental regulation, the degree of marketization in the region, and the nature of corporate ownership on the relationship between shareholder environmental activism and corporate green innovation.
It is found that environmental shareholder activism can significantly promote green innovation in enterprises, and after specifically categorizing green innovation into green utility innovation and green invention innovation, environmental shareholder activism can play a significant role in promoting both types of green innovation, which verifies the important role of environmental shareholder activism in promoting green governance. The mechanism test results suggest that increasing managerial environmental attention is an important mechanism path for shareholder environmental activism to promote corporate green innovation, shareholder environmental activism can raise managerial environmental attention, and then promote corporate green innovation. Heterogeneity analysis finds that the promotion effect of environmental shareholder activism on corporate green innovation is more pronounced in firms that are subject to stronger environmental regulations, located in regions with a higher degree of marketization, and with the nature of state-owned property rights. Once again, stronger environmental regulation and a good market environment constitute a favorable external environment for promoting green innovation in enterprises, and the government should design appropriate environmental regulation tools, create a good market environment and play the role of market facilitation.
There are three potential marginal contributions in this study. Firstly, it enriches the research on the antecedents of enterprise green innovation. From the perspective of shareholder governance, this study confirms the role of environmental shareholder activism in promoting the green innovation of enterprises, and provides a new perspective for investigating the green innovation of enterprises. Secondly, it enriches the research category of shareholder activism. There are few studies exploring the impact of shareholder activism on corporate green innovation. This paper expands and deepens the research on shareholder activism by confirming the positive governance effect of shareholder environmental activism on corporate green innovation. Thirdly, starting from the factor of management environmental attention, this paper pioneers the study on the path mechanism of shareholder environmental activism's influence on corporate green innovation, which is conducive to understanding the transmission path of shareholder governance's influence on corporate green innovation, and promoting managerial rational distribution of attention and resources, so as to promote corporate green innovation.
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股东积极主义(shareholder activism)是指股东凭借自身身份和所持股份积极行使股东权利,通过各种途径向管理层表达诉求、施加压力,进而影响公司治理和经营的行为[1]。股东治理是公司经营的重要影响因素,已有研究表明,股东积极主义能够影响CEO和董事会决策重点[2-3],进而影响创新绩效[4]、投资效率[5]、信息披露意愿[6]等。为了促使企业获得可持续竞争优势,股东开始关注企业声誉及长期发展。现有研究发现,积极主义股东诉求除改善财务业绩外,还包括积极改善企业社会业绩[7]和实现企业可持续发展[8]。在环境问题日益成为全球共识的背景下,环境积极主义者开始在企业发声,并出现了股东环境积极主义(environmental shareholder activism),即在环保方面存在诉求的股东开始关注企业绿色治理,通过各种方式表达诉求,从而对企业战略与经营施加影响的行为[9-10]。已有研究表明,被股东积极主义关注的企业更有可能对环境需求作出积极回应[11]。对于重污染行业企业而言,绿色创新是企业实现转型发展的有效方式,但鲜有研究探讨股东环境积极主义对企业绿色创新的影响。鉴于重污染行业企业是我国推进绿色发展进程中的重点关注对象[12],本文探讨股东环境积极主义对企业绿色创新的影响。
2022年,国家发展改革委和科技部联合印发的《关于进一步完善市场导向的绿色技术创新体系实施方案(2023—2025年)》提出,到2025年,市场导向的绿色技术创新体系进一步完善,绿色技术创新对绿色低碳发展的支撑能力持续强化。绿色创新(green innovation)是指为了应对环境问题,实现可持续发展目标,企业在节能环保、污染预防、污染治理等方面的绿色技术、产品设计和工艺流程创新,以及组织管理方面的创新实践[13]。在“双碳”目标指引下,各类企业积极投入到绿色创新浪潮中。
企业通过绿色创新提升自身竞争力,从而获取更多经济利益。企业通过改进工艺流程、研发环保产品、优化经营模式和产品结构降低污染成本,提高长期利润与竞争优势[14],从而实现可持续发展[13]。同时,绿色创新是企业遵守制度规范的体现[15],可向外界传递企业重视环保和可持续发展的信号,有利于企业获得政府和公众认可[16],从而提高自身声誉和地位。重污染行业企业绿色创新的影响因素来自于企业自身,其中,内部治理差异会对企业绿色创新产生不同影响,例如高管相关经历[16]、企业党组织嵌入[17]等。为了提升企业盈利能力,股东会加强对绿色创新的关注。然而,作为公司治理的核心要素,股东治理因素却未得到充分关注。
本文基于股东治理视角,探讨重污染行业企业中股东环境积极主义对企业绿色创新的影响,研究问题如下:股东环境积极主义会对企业绿色创新产生何种影响?这一过程中,股东环境积极主义的作用机制是什么?不同情境下,股东环境积极主义对企业绿色创新的影响差异如何? 为了回答上述问题,本文选取2013—2022年中国沪深两市A股重污染行业上市公司为研究样本,实证检验股东环境积极主义对企业绿色创新的影响,并探讨管理层环境关注度的作用机制,以及环境规制水平、所处地区市场化程度、企业产权性质等情境因素的异质性影响。
本文可能的边际贡献如下:第一,丰富企业绿色创新前置因素研究。以往文献尚未关注股东因素对企业绿色发展的影响,本文基于股东治理视角,探讨股东环境积极主义对企业绿色创新的作用,提出考察企业绿色创新的新视角。第二,拓展股东积极主义研究范畴。已有研究关注股东积极主义在公司治理过程中的作用,但尚未探究股东积极主义对企业绿色创新的影响。本文探讨股东环境积极主义对企业绿色创新的治理效应,以期拓展股东积极主义研究。第三,本文从环境关注度这一因素出发,揭示股东环境积极主义对企业绿色创新影响的路径机制,揭示股东治理对企业绿色创新的作用路径,促使管理层合理分配注意力与资源,从而促进企业绿色创新。
在股东治理中,基于道德动机的股东积极主义将环境、社会和治理作为重要投资标准[18]。既有研究证实,股东积极主义影响公司经营决策的方式如下:“用手投票”[19-20]、“用嘴投票”[21]以及与管理层沟通[20-22]等。例如,股东会能够通过行使投票权以及与管理层积极沟通督促企业积极履行社会责任[20],中小股东能够通过社交媒体影响企业高管业绩薪酬敏感性[21],股东可以通过对管理层施加沟通压力影响企业薪酬策略[22]。当关注环保问题并希望企业转变发展模式的股东对企业绿色创新策略不满时,会采用上述方式参与公司治理,积极影响公司战略与经营[4],提高管理层对环境问题的关注度,促使企业采取相应措施,从而促进绿色创新。
(1)“用手投票”。随着股东环境积极主义发展,股东可以积极提交议案或在股东大会上举手表决,以此表达自身诉求和观点[19]。因此,股东环境积极主义可以通过主动提交有关环境问题和绿色治理的议案、同意企业绿色创新议案,发挥信号效应[10],促使企业管理层加强对此类问题的关注[23]。
(2)“用嘴投票”。随着互联网发展,各类股东尤其是中小股东开始通过媒体平台积极发声[5,21]。股东环境积极主义可以通过各类媒体平台表达自身观点,对企业绿色创新施加压力[24]。企业管理层迫于舆论压力,会提升对环境问题的关注度,争取股东及其他利益相关者支持。
(3)与管理层沟通。通过施加沟通压力,股东积极主义能够引起企业管理层对相关问题的关注[22]。在环境问题上,股东环境积极主义能够及时获得环境有关信息,通过与企业管理层进行沟通,监督企业与环境相关的经营活动[20],进一步提高企业管理层对环境问题的关注度。
因此,股东环境积极主义能够通过以上方式提高企业管理层对环境问题的关注度。企业管理层对事物的认知具有局限性,只能将有限的注意力聚焦于特定领域[25]。为了得到股东支持并提升自身盈利能力,企业管理层会对股东诉求作出积极回应[26]。因此,当企业出现股东环境积极主义时,企业管理层对环境问题的关注度和认知水平得以提升,从而促进绿色创新绩效提升[27]。企业管理层倾向于将资源投向绿色创新领域[28],以获取竞争优势,满足环境积极主义股东诉求,从而提升自身盈利能力。
综上所述,股东环境积极主义能够提高企业管理层对环境问题的关注度,进而对企业绿色创新产生积极影响(见图1)。因此,本文提出以下研究假设:
图1 理论研究框架
Fig.1 Theoretical research framework
H1:在其它条件既定情景下,股东环境积极主义能够促进企业绿色创新。
本文选取2013—2022年中国沪深两市A股重污染行业上市公司作为研究样本。2012年,中共十八大报告明确了大力推进生态文明建设的总体要求,此后绿色创新得到各上市公司重视。因此,本文以2013年作为研究样本起始年份。此外,政府政策、观念转变和市场变化对重污染行业企业经营方式具有显著影响[29]。因此,本文选择重污染行业上市公司为研究对象。根据中国证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》、环境保护部2008年制定的《上市公司环保核查行业分类管理名录》(环办函〔2008〕373号)以及《上市公司环境信息披露指南》(环办函〔2010〕78号),重污染行业主要包括煤炭、采矿、纺织、造纸等16个行业。本文对初步匹配的样本进行如下筛选:第一,剔除ST、*ST上市公司样本;第二,剔除样本期间退市企业;第三,剔除具有缺失值、极端值的样本。经过上述筛选与处理,本文得到有效样本企业1 037家,共计8 076个公司—年度观测值。
本文主要数据来源如下:第一,股东环境积极主义相关数据主要来源于巨潮网公布的上市公司每年股东大会公告,结合国泰安数据库(CSMAR)披露的数据进行整理汇总;第二,企业绿色创新数据主要来源于中国研究数据服务平台(CNRDS);第三,公司治理数据、企业财务数据及其它控制变量数据主要来源于国泰安数据库(CSMAR)、中国研究数据服务平台(CNRDS)。
为了避免极端值对研究结果的影响,本文对所有连续变量进行1%和99%水平上的Winsorize缩尾处理。
2.2.1 被解释变量:企业绿色创新(GI)
专利申请数量不仅能够有效体现企业创新能力,而且可以避免专利机构工作效率等外部因素影响[16]。因此,参考Liu等[30]、黎文靖和郑曼妮[31]的研究成果,本文以企业滞后一期绿色专利申请数量作为企业绿色创新衡量指标,包括绿色实用新型专利申请数量和绿色发明专利申请数量。
2.2.2 解释变量:股东环境积极主义(GSA)
参考Hadani等[9]、Flammer等[10]、Lee&Lounsbury[11]的研究成果,本文以公司每年度所有股东大会议案中有关绿色治理的关键词数量衡量股东环境积极主义。股东大会是股东行使自身权利的主要机构,股东提交议案并就议案进行表决是其表达诉求的主要方式。因此,股东大会决议是股东集体意志的体现。本文采用内容分析法对公司股东大会决议相关资料进行整理,识别并计算议案标题中低碳、环保、可持续、节能减排、环境保护、生态修复等关键词数量,以股东大会每年平均每次会议所涉关键词数量作为股东环境积极主义衡量指标。
2.2.3 控制变量
参考王舒扬等[17]、卢建词和姜广省[16]的研究成果,本文选取可能影响企业绿色创新的相关变量加以控制,具体如下:公司治理层面因素包括上市年龄(Age)、股权性质(Soe)、股权集中度(TopTen)、董事会规模(Board)、独立董事比例(Indep)、两职兼任(Dual)、股东规模(Holder);公司财务层面因素包括盈利能力(Roa)、财务杠杆(Lev)、企业成长性(Growth)、研发强度(R&D)。
本文所涉变量说明如表1所示。
表1 变量说明
Table 1 Variable definitions
变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量企业绿色创新GI企业绿色专利申请数量,包括绿色实用新型专利申请数量和绿色发明专利申请数量解释变量股东环境积极主义GSA采用内容分析法,计算股东大会议案标题中与环境问题相关的关键词数量,以股东大会每年平均每次会议包含的所涉关键词数量作为衡量方式控制变量上市年龄Age企业当年已经上市的年数股权性质Soe是否为国有企业,是为1,否为0董事会规模Board董事会人数加1的自然对数独立董事比例Indep独立董事人数/董事会人数两职兼任Dual董事长和总经理是否由同一人兼任,是为 1,否为 0股权集中度TopTen前十大股东持股比例之和研发强度R&D研发投入占营业收入比例的自然对数股东规模Holder股东人数的自然对数盈利能力Roa税后净利润/公司当年平均总资产财务杠杆Lev资产负债率=负债总额/资产总额×100%企业成长性Growth(本年营业总收入-上年营业总收入)/上年营业总收入
为了验证本文研究假设,即验证股东环境积极主义能否促进企业绿色创新,本文构建研究模型如式(1)所示。
GIi,t=α0+α1GSAt+αi∑Controlst+εt
(1)
其中,t表示年份,被解释变量为企业绿色创新(GI),解释变量为股东环境积极主义(GSA),Controls为一系列控制变量,α0为常数项,α1为系数,εt 为模型残差。本文采用控制年份效应的固定效应模型进行回归。
本文主要变量描述性统计结果如表2所示。由表2可知,企业绿色创新(GI)即绿色专利申请数量的平均值为2.922 2,标准差为7.124 8,最大值为47.000 0,中位数为0.000 0。由此说明,目前我国重污染行业企业绿色创新水平较低,且不同企业间差异较大。股东环境积极主义(GSA)的均值为0.029 2,标准差为0.188 1。由此说明,股东提出环境有关议案尚属于新兴现象。董事规模(Board)、盈利能力(Roa)、财务杠杆(Lev)等变量均值与中位数较为接近且标准差较小,与已有文献基本一致[16-17]。由此说明,本文控制变量选取合理。
表2 主要变量描述性统计结果
Table 2 Descriptive statistics of main variables
变量观测值平均值标准差最小值中位数最大值GI8 0762.922 27.124 80.000 00.000 047.000 0GSA8 0760.029 20.188 10.000 00.000 06.750 0Age8 07610.944 97.712 11.000 010.000 030.000 0Soe8 0760.362 10.480 60.000 00.000 01.000 0Board8 0762.236 10.183 21.386 32.302 62.944 4Indep8 07632.741 312.895 20.285 733.330 066.6700 0Dual8 0760.270 20.444 10.000 00.000 01.000 0TopTen8 07651.648 223.692 90.226 456.210 098.585 0R&D8 0761.289 90.707 6-2.659 31.439 86.054 3Holder8 07610.482 70.899 87.943 410.436 513.859 9Roa8 0760.042 40.080 3-2.646 50.040 10.604 2Lev8 0760.408 90.203 80.014 30.398 91.956 6Growth8 0760.159 20.367 6-0.480 20.097 92.255 2
本文主要变量相关性分析结果如表3所示。表3显示,股东环境积极主义(GSA)与企业绿色创新(GI)显著正相关,初步支持了本文研究假设。各主要变量间相关系数均显著,为后文回归检验提供了支撑。各控制变量与企业绿色创新均显著相关,表明控制变量选取合适,各变量间相关系数均小于0.5,说明变量间不存在严重多重共线性问题。
表3 变量相关系数
Table 3 Correlation coefficients of variables
变量GIGSAAgeSoeBoardIndepDualTopTenR&DHolderRoaLevGI 1GSA0.071 0∗∗∗1Age0.165 0∗∗∗0.032 0∗∗∗1Soe0.212 0∗∗∗0.058 0∗∗∗0.456 0∗∗∗1Board0.182 0∗∗∗0.023 0∗∗0.249 0∗∗∗0.271 0∗∗∗1Indep0.116 0∗∗∗-0.004 00.368 0∗∗∗0.009 00.051 0∗∗∗1Dual-0.120 0∗∗∗-0.017 0-0.227 0∗∗∗-0.288 0∗∗∗-0.159 0∗∗∗0.000 01TopTen0.183 0∗∗∗0.007 00.162 0∗∗∗0.025 0∗∗0.209 0∗∗∗0.748 0∗∗∗-0.006 01R&D-0.148 0∗∗∗-0.061 0∗∗∗-0.324 0∗∗∗-0.353 0∗∗∗-0.174 0∗∗∗-0.072 0∗∗∗0.187 0∗∗∗-0.081 0∗∗∗1Holder0.320 0∗∗∗0.054 0∗∗∗0.436 0∗∗∗0.388 0∗∗∗0.261 0∗∗∗-0.026 0∗∗-0.214 0∗∗∗-0.125 0∗∗∗-0.368 0∗∗∗1Roa-0.006 00.002 0-0.126 0∗∗∗-0.126 0∗∗∗-0.021 0∗-0.006 00.050 0∗∗∗0.098 0∗∗∗0.088 0∗∗∗-0.115 0∗∗∗1Lev0.188 0∗∗∗0.082 0∗∗∗0.286 0∗∗∗0.330 0∗∗∗0.172 0∗∗∗-0.008 0-0.113 0∗∗∗-0.057 0∗∗∗-0.352 0∗∗∗0.354 0∗∗∗-0.408 0∗∗∗1Growth0.005 00.032 0∗∗∗-0.053 0∗∗∗-0.088 0∗∗∗-0.014 00.027 0∗∗0.050 0∗∗∗0.077 0∗∗∗0.022 0∗∗-0.074 0∗∗∗0.264 0∗∗∗-0.024 0∗∗
注：***表示p<0.01, ** 表示p<0.05, * 表示p<0.1,下同
进一步地,本文对所有变量进行方差膨胀因子(VIF 值)检验。结果显示,VIF 值的最大值为 3.00,最小值为1.01,远低于经典门槛值10,说明各变量间不存在严重多重共线性问题。
股东环境积极主义与企业绿色创新关系主效应回归结果如表4所示。列(1)—(3)为股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)影响的检验结果。其中,列(2)为控制企业特征、企业财务状况等变量后,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归结果。由结果可知,股东环境积极主义(GSA)的回归系数为1.242 7,在1%水平上显著;列(3)为控制年份、企业特征、企业财务状况等变量后,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归结果。由结果可知,股东环境积极主义(GSA)的回归系数为1.035 3,在1%水平上显著。以上结果验证了本文研究假设,在控制相关变量后,股东环境积极主义能够显著促进企业绿色创新。
表4 主效应回归结果
Table 4 Regression analysis results of main effect
变量GI(1)(2)(3)GIP(4)GIU(5)GSA1.242 7∗∗∗1.035 3∗∗∗0.936 8∗∗∗0.577 3∗(3.580 6)(3.035 6)(2.602 3)(1.945 3)Age0.170 9∗∗∗0.204 6∗∗∗0.170 8∗∗∗0.082 6∗∗∗0.118 6∗∗∗(7.750 5)(11.909 0)(7.752 9)(3.552 8)(6.183 7)Soe-0.327 8-0.631 5-0.309 3-0.417 4-0.029 9(-0.768 7)(-1.457 2)(-0.725 7)(-0.927 7)(-0.080 6)Board0.790 9-0.991 00.771 71.478 6∗0.238 6(1.075 5)(-1.499 8)(1.050 0)(1.905 8)(0.373 1)Indep0.020 8-0.039 8∗∗∗0.020 60.009 9-0.010 7(1.087 8)(-3.553 6)(1.078 6)(0.487 8)(-0.641 8)Dual-0.278 2-0.275 6-0.282 90.015 2-0.289 2∗(-1.406 6)(-1.368 5)(-1.431 1)(0.073 0)(-1.681 6)TopTen0.042 0∗∗∗0.041 9∗∗∗0.042 4∗∗∗0.035 5∗∗∗0.034 5∗∗∗(5.538 7)(6.341 4)(5.596 5)(4.437 4)(5.225 1)R&D0.412 6∗∗0.467 3∗∗∗0.414 4∗∗0.327 2∗0.261 8∗(2.315 2)(2.626 3)(2.326 6)(1.740 5)(1.689 3)Holder0.267 2∗0.484 9∗∗∗0.275 8∗0.485 7∗∗∗0.057 9(1.722 5)(3.257 7)(1.778 4)(2.967 0)(0.428 8)Roa1.005 10.262 00.836 9-0.083 90.419 3(1.080 5)(0.276 6)(0.898 6)(-0.085 4)(0.517 5)Lev1.058 9∗-0.043 21.035 1∗0.157 60.847 6(1.760 9)(-0.071 2)(1.722 1)(0.248 4)(1.620 7)Growth0.153 30.034 50.159 90.039 30.002 9(0.912 7)(0.208 3)(0.952 2)(0.221 9)(0.020 0)Constant-8.839 9∗∗∗-3.379 4-8.905 4∗∗∗-10.884 1∗∗∗-3.940 4∗(-3.209 8)(-1.588 9)(-3.235 3)(-3.746 1)(-1.645 2)YearYesNoYesYesYesN8 0768 0768 0768 0768 076
注：括号中为t值,下同
进一步地,本文将企业绿色创新(GI)分为绿色发明创新(GIP)和绿色实用新型创新(GIU),分别采用绿色发明专利申请数量和绿色实用新型专利申请数量衡量。表4列(4)为股东环境积极主义(GSA)对绿色发明创新(GIP)的回归结果。由结果可知,股东环境积极主义(GSA)的回归系数为0.936 8,在1%水平上显著。表4列(5)为股东环境积极主义(GSA)对绿色实用新型创新(GIU)的回归结果。由结果可知,股东环境积极主义(GSA)的回归系数为0.577 3,在10%水平上显著。由此可见,股东环境积极主义对绿色发明创新和绿色实用新型创新均发挥正向促进作用,但对绿色发明创新的作用更加显著。
3.4.1 工具变量法
本文采取两阶段最小二乘法(2SLS)缓解遗漏变量问题。参考张国胜和杜鹏飞[32]的研究,本文选取股东环境积极主义的“地区—年度—行业均值”(GSA_M)作为工具变量,GSA的“地区—年度—行业均值”能够影响企业当年GSA水平,满足工具变量的相关性条件,同时其不对企业绿色创新水平产生直接影响,满足外生性条件。表5列(1)、列(2)报告了运用工具变量进行回归的结果。列(1)显示,工具变量“地区—年度—行业均值”(GSA_M)对自变量股东环境积极主义(GSA)的回归系数为0.995 2,在1%水平上显著;列(2)显示,在使用工具变量的情景下,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为3.800 5,在1%水平上显著。以上结果证明了本文研究结果的稳健性。同时,本文进行弱工具变量检验,结果显示,F值为19.673 1,大于临界值10,且通过1%的显著性检验,说明本文选取的工具变量与自变量具有较强的相关性,不存在弱工具变量效应。
表5 内生性检验结果
Table 5 Endogeneity test results
变量工具变量法GSAGI(1)(2)PSM检验GI(3)GSA_M0.995 2∗∗∗(63.850 0)GSA3.800 5∗∗∗1.429 8∗∗∗(5.780 9)(3.755 3)Age-0.000 2-0.041 4∗∗∗-0.042 6∗∗∗(-0.650 0)(-3.079 0)(-3.174 1)Soe0.001 61.034 6∗∗∗1.066 6∗∗∗(0.360 0)(5.550 3)(5.732 1)Board-0.021 7∗3.022 5∗∗∗3.000 0∗∗∗(-1.830 0)(6.065 9)(6.027 4)Indep-0.000 60.084 4∗∗∗0.083 0∗∗∗(-1.460 0)(4.895 3)(4.820 2)Dual0.006 3-0.647 0∗∗∗-0.646 0∗∗∗(1.550 0)(-3.798 6)(-3.796 5)TopTen0.000 00.090 0∗∗∗0.090 1∗∗∗(0.230 0)(16.498 2)(16.549 9)R&D-0.000 70.352 1∗∗∗0.333 1∗∗∗(-0.240 0)(2.979 3)(2.823 4)Holder0.001 12.364 5∗∗∗2.374 5∗∗∗(0.450 0)(23.776 0)(23.907 7)Roa0.046 1∗∗3.475 6∗∗∗3.638 9∗∗∗(1.890 0)(3.386 9)(3.552 0)Lev0.041 2∗∗∗3.578 0∗∗∗3.750 1∗∗∗(3.980 0)(8.193 8)(8.631 1)Growth0.010 7∗∗0.139 20.171 6(2.140 0)(0.665 5)(0.821 3)Constant0.037 9-40.300 3∗∗∗-40.344 3∗∗∗(0.920 0)(-23.207 7)(-23.257 6)YearYesYesYes弱工具变量检验-F19.673 1∗∗∗N8 0768 0768 076
3.4.2 倾向得分匹配法(PSM)
本文采取倾向得分匹配法(PSM)缓解样本选择偏误问题,以模型(1)中的控制变量为协变量进行最近邻匹配。平衡性检验表明,匹配后的各组变量不存在显著差异。表5列(3)报告了PSM检验结果,其中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.429 8,在1%水平上显著。由此表明,在控制样本选择偏误可能导致的内生性问题后,前述研究结论依然成立。
3.5.1 替换样本量
本文选取存在股东环境积极主义的企业(N=423)作为样本进行稳健性检验,结果如表6列(1)所示。由结果可知,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.569 3,在5%水平上显著,说明本文研究结论具有稳健性。
表6 稳健性检验结果
Table 6 Robustness test results
替换样本量替换变量衡量方式更换模型增加控制变量变量GIGIRGI(Tobit模型)GI(1)(2)(3)(4)GSA1.569 3∗∗0.181 8∗1.920 3∗∗1.040 6∗∗∗(2.172 0)(1.859 0)(2.567 7)(3.051 5)Age0.019 00.008 3∗∗0.136 7∗∗∗0.170 9∗∗∗(0.210 3)(2.261 2)(2.781 3)(7.758 8)Soe0.028 30.043 32.332 5∗∗∗-0.279 5(0.020 9)(0.833 8)(3.196 3)(-0.655 4)Board6.880 7∗∗-0.100 74.687 8∗∗∗0.759 9(2.103 3)(-0.744 8)(2.900 4)(1.034 0)Indep0.130 60.001 90.076 30.020 6(1.163 2)(0.424 1)(1.637 2)(1.075 8)Dual-1.185 3-0.081 3∗-1.393 0∗∗∗-0.283 3(-1.012 9)(-1.799 1)(-2.813 3)(-1.433 2)TopTen0.062 5∗0.005 3∗∗∗0.124 8∗∗∗0.042 0∗∗∗(1.903 2)(3.570 6)(7.427 2)(5.537 9)R&D0.179 4-0.027 61.134 3∗∗∗0.420 3∗∗(0.232 0)(-0.860 1)(2.826 6)(2.360 0)Holder2.649 9∗∗∗0.099 5∗∗∗3.450 5∗∗∗0.272 0∗(3.951 2)(3.678 8)(10.251 8)(1.754 3)Roa16.808 8∗0.025 58.068 9∗∗∗0.784 3(1.707 6)(0.096 8)(2.923 4)(0.841 7)Lev5.315 1∗0.378 7∗∗∗8.780 8∗∗∗1.009 0∗(1.703 0)(3.223 2)(6.151 5)(1.678 4)Growth-0.042 30.149 5∗∗∗0.567 10.172 4(-0.039 4)(2.846 2)(1.308 9)(1.025 7)HHI2.862 6∗(1.710 9)EPU0.600 7∗∗∗(3.877 9)Constant-52.568 8∗∗∗-1.123 3∗∗-75.054 8∗∗∗-9.729 3∗∗∗(-4.690 1)(-2.387 1)(-12.979 3)(-3.394 4)YearYesYesYesYesN4238 0768 0768 076
3.5.2 替换变量衡量方式
本文采用企业绿色专利申请数量与整体专利数量的比值(GIR)衡量企业绿色创新,这种方式衡量的是企业绿色创新的相对值,回归结果如表6列(2)所示。结果显示,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GIR)的回归系数为0.181 8,在10%水平上显著。由此可见,本文研究结论具有稳健性。
3.5.3 更换模型
参考卢建词和姜广省[16]、王舒扬和吴蕊[17]的研究成果,本文采用Tobit模型进行稳健性检验,结果如表6列(3)所示。结果显示,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.920 3,在5%水平上显著。由此表明,本文研究结论不受估计方法的影响,具有较强的稳健性。
3.5.4 增加控制变量
考虑到企业绿色创新可能受更广泛的因素影响,本文在模型(1)中进一步增加控制变量赫芬达尔指数(HHI)和经济政策不确定性(EPU)[33],以控制行业特性和宏观经济的影响,检验结果如表6列(4)所示。结果显示,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GIR)的回归系数为1.040 6,在1%水平上显著。由此表明,本文研究结论具有稳健性。
前述理论分析认为,股东环境积极主义可以通过影响管理层的环境关注度对企业绿色创新产生促进作用,即管理层环境关注度在这一过程中发挥中介作用。在此,本文对这一机制进行验证。
对经营方面的关注能够决定企业管理层的资源配置情况[25]。具体来讲,股东通过“用手投票” “用嘴投票”以及与管理层沟通影响企业管理层对环境问题的关注度,而管理层环境关注度提升也会反映在企业日常经营活动中。因此,本文以管理层环境关注度(Management environmental attention)作为中介变量,检验股东环境积极主义对企业绿色创新的作用机制。
参考李亚兵等[27]、斯丽娟和曹昊煜[34]的研究成果,本文选取上市公司年报中“管理层讨论与分析”部分,采用文本分析法统计利益相关者、社会责任、可持续发展、 生物多样性、 环境保护、 节能减排、 循环经济、 清洁生产、 低碳经营、 绿色生态这10个关键词出现次数,以此作为管理层环境关注度的衡量方式。
本文主要采用温忠麟等[35]的三步法进行中介检验,结果如表7所示。列(1)显示,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)具有显著正向影响,第一步得到验证。列(2)显示,股东环境积极主义(GSA)对管理层环境关注度(MEA)的回归系数为1.502 1,在1%水平上显著,第二步得到验证。列(3)表明,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.005 2,在1%水平上显著为正;管理层环境关注度(MEA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为0.020 1,在10%水平上显著为正,第三步得到验证。由此可见,管理层环境关注度在股东环境积极主义与企业绿色创新间发挥部分中介作用。
表7 管理层环境关注度的中介效应检验结果
Table 7 Mediating effect test results of the managerial environmental attention
变量GIMEAGI(1)(2)(3)GSA1.035 3∗∗∗1.502 1∗∗∗1.005 2∗∗∗(3.035 6)(3.971 0)(2.944 5)MEA0.020 1∗(1.863 7)Age0.170 8∗∗∗-0.033 00.171 5∗∗∗(7.752 9)(-1.351 8)(7.783 3)Soe-0.309 3-0.409 5-0.301 1(-0.725 7)(-0.866 3)(-0.706 5)Board0.771 7-0.375 70.779 3(1.050 0)(-0.460 9)(1.060 4)Indep0.020 60.013 90.020 4(1.078 6)(0.653 9)(1.064 2)Dual-0.282 90.127 7-0.285 5(-1.431 1)(0.582 5)(-1.444 3)TopTen0.042 4∗∗∗0.003 00.042 3∗∗∗(5.596 5)(0.362 4)(5.589 3)R&D0.414 4∗∗-0.400 4∗∗0.422 4∗∗(2.326 6)(-2.027 2)(2.371 5)Holder0.275 8∗0.662 2∗∗∗0.262 5∗(1.778 4)(3.850 1)(1.691 3)Roa0.836 93.772 4∗∗∗0.761 2(0.898 6)(3.652 2)(0.816 8)
续表7 管理层环境关注度的中介效应检验结果
Table 7(Continued) Mediating effect test results of the managerial environmental attention
变量GIMEAGI(1)(2)(3)Lev1.035 1∗-0.544 71.046 0∗(1.722 1)(-0.817 2)(1.740 5)Growth0.159 90.826 1∗∗∗0.143 3(0.952 2)(4.435 6)(0.852 5)Constant-8.905 4∗∗∗-1.713 8-8.871 0∗∗∗(-3.235 3)(-0.561 4)(-3.223 3)YearYesYesYesN8 0768 0768 076
本文采用Bootstrap法,抽样1 000次,结果显示,管理层环境关注度的间接效应值为0.004 4,95%置信区间为[0.000 3,0.009 3],不包含0。因此,管理层环境关注度在股东环境积极主义与企业绿色创新之间发挥显著中介效应。
不同环境规制水平下,企业绿色治理水平存在显著差异[36]。为此,本文以企业是否被政府列为重点监控单位为衡量方式,如果企业被政府列为重点监控单位则为1,否则为0。
环境规制水平对股东环境积极主义与企业绿色创新关系影响的检验结果如表8列(1)和列(2)所示。在列(1)强环境规制组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为2.901 0,在1%水平上显著;在列(2)弱环境规制组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为0.005 1,但不显著。综上,当环境规制水平较高时,股东环境积极主义对企业绿色创新的促进作用显著。由此表明,环境规制是政府促进企业绿色创新的有力工具,当市场调节失灵时,应采用此类工具。
表8 异质性分组检验结果
Table 8 Heterogeneity grouping analysis results
变量环境规制强环境规制弱市场化程度高市场化程度低国有企业非国有企业GIGIGIGIGIGI(1)(2)(3)(4)(5)(6)GSA2.901 0∗∗∗0.005 11.716 8∗∗∗0.921 1∗∗1.238 7∗∗0.797 3∗(5.023 4)(0.013 0)(2.963 9)(2.460 2)(2.445 1)(1.745 7)Age0.069 0∗∗∗0.093 1∗∗∗0.170 7∗∗∗0.016 9-0.069 80.056 0∗∗∗(2.970 5)(4.108 9)(7.363 2)(0.720 7)(-1.639 9)(3.272 7)Soe1.012 4∗∗∗0.592 30.797 6∗∗0.611 7∗——(2.670 9)(1.644 2)(2.086 2)(1.646 9)——Board1.691 5∗2.202 2∗∗∗2.946 7∗∗∗1.078 12.993 6∗∗0.949 3(1.873 1)(2.800 0)(3.544 3)(1.284 3)(2.444 1)(1.585 0)Indep0.085 1∗∗∗0.031 40.073 5∗∗∗0.010 60.093 1∗∗∗0.011 3(3.033 3)(1.441 2)(3.148 4)(0.410 0)(2.633 1)(0.641 4)Dual-0.941 7∗∗∗-0.113 1-0.542 1∗∗-0.226 3-0.951 3∗∗-0.187 7(-3.263 8)(-0.487 9)(-2.330 2)(-0.833 3)(-2.065 5)(-1.193 4)TopTen0.081 2∗∗∗0.071 1∗∗∗0.094 6∗∗∗0.023 0∗∗∗0.124 6∗∗∗0.001 0(8.387 3)(8.588 7)(10.645 4)(2.608 6)(9.578 6)(0.156 5)R&D0.191 20.402 9∗∗0.120 70.508 2∗∗0.398 10.208 5(0.866 1)(2.206 3)(0.605 5)(2.564 6)(1.329 4)(1.518 1)Holder1.309 2∗∗∗1.547 3∗∗∗1.413 3∗∗∗0.786 9∗∗∗2.663 8∗∗∗0.388 3∗∗∗(6.980 2)(10.051 0)(8.523 6)(4.595 9)(9.545 1)(3.375 5)Roa2.735 3∗1.819 22.373 9∗1.353 10.348 32.208 0∗∗∗(1.800 0)(1.644 8)(1.708 4)(1.222 1)(0.152 2)(2.748 9)Lev4.316 2∗∗∗1.989 6∗∗∗2.222 7∗∗∗2.915 0∗∗∗2.741 1∗∗2.049 5∗∗∗(5.133 8)(3.191 0)(3.092 3)(4.264 1)(2.424 0)(4.175 5)Growth-0.174 30.185 10.193 50.106 50.183 2-0.045 5(-0.620 7)(0.920 9)(0.814 2)(0.477 3)(0.485 2)(-0.293 0)Constant-28.335 6∗∗∗-27.314 2∗∗∗-30.857 6∗∗∗-13.486 0∗∗∗-44.804 6∗∗∗-7.266 0∗∗∗(-8.671 9)(-10.088 1)(-10.781 6)(-4.455 0)(-10.090 8)(-3.397 9)YearYesYesYesYesYesYesN3 8204 2564 9773 0992 9245 152
不同市场环境能够为股东环境积极主义作用的发挥和企业绿色创新提供不同的土壤。为此,本文以企业所处地区作为市场化程度的代理变量,如果企业处于东部地区,其市场化程度较高则为1,否则为0。
不同市场化程度对股东环境积极主义与企业绿色创新关系影响的检验结果如表8列(3)和列(4)所示。其中,在列(3)高市场化程度组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.716 8,在1%水平上显著。在列(4)低市场化程度组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为0.921 1,在5%水平上显著,且该组系数小于高市场化程度组。组间系数差异检验结果显示,p值为0.003 0,说明两组系数存在显著差异。综上,当企业位于市场化程度较高地区时,绿色创新能带来收益丰厚,股东环境积极主义对企业绿色创新的促进作用更显著。此外,结果还反映出中西部地区企业对环境治理的重视程度提高。因此,健全的市场环境可为股东环境积极主义作用的发挥提供较好的机制和制度基础。
不同于一般性创新,企业绿色创新复杂性和风险较高[13],投入产出周期较长,不同资源条件、价值导向会影响其在面对股东环境积极主义时的回应。为此,本文检验不同产权性质企业的相关异质性,以是否为国有企业作为衡量方式,如果是则为1,否则为0。
企业产权性质对股东环境积极主义与企业绿色创新关系影响的检验结果如表8列(5)和列(6)所示。其中,在列(5)国有企业组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为1.238 7,在5%水平上显著;在列(6)非国有企业组中,股东环境积极主义(GSA)对企业绿色创新(GI)的回归系数为0.797 3,在10%的显著性水平上显著。组间系数差异检验结果显示,p值为0.016 0,说明两组系数存在显著差异。综上,当重污染行业企业为国有企业时,股东环境积极主义对企业绿色创新的促进作用更显著。
本文基于股东治理视角,以2013—2022年中国沪深两市A股重污染行业上市公司为研究样本,实证检验了股东环境积极主义对企业绿色创新的影响,得出以下主要结论:
(1)股东环境积极主义能够显著促进企业绿色创新。本文将企业绿色创新具体分为绿色实用新型创新和绿色发明创新,结果发现,股东环境积极主义对两类绿色创新均发挥显著促进作用,相较而言,对企业绿色发明创新的促进作用更为显著。上述结论拓展了Lee&Lounsbury[11]的研究成果(关于股东积极主义),并基于股东治理视角验证了熊熊等[37]的研究成果(关于利益相关者关注对企业绿色创新的影响)。
(2)提高管理层环境关注度,是股东环境积极主义促进企业绿色创新的机制路径。具体地,股东通过提出环境议案和举手投票发挥信号效应,采用舆论监督、与管理层积极沟通等方式,引起企业管理层对环境问题的关注,督促企业在环境问题上分配更多资源,进而促进企业绿色创新。
(3)股东环境积极主义对企业绿色创新的促进作用对环境规制水平较高、所处地区市场化程度较高、国有产权性质企业更加显著。环境规制水平较高情景下,企业面临的生存压力和竞争压力较大,开展绿色创新的动机较强,股东环境积极主义能够较好地发挥作用。在市场化程度较高地区,股东权利能够得到尊重,企业绿色创新带来的收益丰厚,使股东环境积极主义对企业绿色创新的促进作用显著。国有企业具有承担社会责任的价值导向,其资源条件优越,股东对环境问题的诉求能够得到企业管理层重视,从而促进企业绿色创新水平提升。
(1)政府和企业需要采取相应的措施保障股东权利。维护股东权利是公司治理的重要一环,作为政府一方,其制定的制度规范应确保股东权利有法可依、有章可循,能够为股东提供可申诉的第三方渠道。当股东权利受损时,政府应积极采取措施维护股东权利,并提高社会各界对股东权利的重视程度。作为企业一方,应重视股东合理诉求,制定相应规章制度维护股东权利,并开放监督渠道。同时,企业可以建立和完善中小股东沟通机制,鼓励股东积极建言献策。
(2)企业需要重视管理层选拔与培养。管理层在股东环境积极主义与企业绿色创新间发挥“桥梁”作用,企业应注重考察候选人的规则意识,提高其对股东权利的认知水平,提拔能够认真对待股东合理诉求的候选人。此外,企业管理层应合理对待股东诉求,重视自身长期发展与绿色转型。
(3)政府需要营造良好的外部环境。较高的环境规制水平和良好的市场环境是企业开展绿色创新的有利条件,政府应积极走入市场、走进企业,了解市场现状与企业诉求,根据实际情况设计科学的环境规制,给予企业适当的政策支持,同时完善各类市场制度,营造良好的市场环境,进而为股东治理作用的发挥提供良好的制度土壤。
本文存在以下不足:首先,由于缺乏全面的股东治理资料,对股东环境积极主义的衡量可能存在一定偏差,未来可借助更加智能的文本分析工具,从企业公布的资料中获取更多能够反映股东环境积极主义的相关数据,并在此基础上完善变量测量指标。其次,本文研究对象仅局限于重污染行业企业,未来可以扩展至全样本企业,进一步检验股东环境积极主义对企业绿色创新的影响。
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