袁顯平 李盼

【摘要】以2011 ～ 2021年我國A股上市公司為研究對象， 檢驗(yàn)高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的影響以及研發(fā)投入在其中發(fā)揮的門檻效應(yīng)， 同時(shí)考慮環(huán)境不確定性和企業(yè)透明度的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明： 高管環(huán)保認(rèn)知顯著正向促進(jìn)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效， 但對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效僅在較高研發(fā)投入的情形下有顯著正向作用； 環(huán)境不確定性對高管環(huán)保認(rèn)知與不同類型綠色創(chuàng)新績效的關(guān)系均有正向調(diào)節(jié)作用； 企業(yè)透明度對高管環(huán)保認(rèn)知與策略性綠色創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用， 但對高管環(huán)保認(rèn)知與實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

【關(guān)鍵詞】高管環(huán)保認(rèn)知；綠色創(chuàng)新績效；研發(fā)投入；環(huán)境不確定性；企業(yè)透明度

【中圖分類號】F273.1；F272? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）18-0020-8

一、 引言

綠色創(chuàng)新可以有效緩解環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的沖突， 推動(dòng)企業(yè)向節(jié)能、 高效、 可持續(xù)的生產(chǎn)工藝與產(chǎn)品體系轉(zhuǎn)型， 實(shí)現(xiàn)全產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的跨越升級（Klaus和Rammer，2011）。綠色創(chuàng)新已成為實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型的重要戰(zhàn)略路徑。習(xí)近平總書記在黨的二十大報(bào)告中指出， “殺雞取卵、 竭澤而漁的發(fā)展方式走到了盡頭， 順應(yīng)自然、 保護(hù)生態(tài)的綠色發(fā)展昭示著未來?！本G色發(fā)展是當(dāng)前國內(nèi)外潮流之所向、 大勢之所趨， 綠色經(jīng)濟(jì)已然成為國際競爭、 全球產(chǎn)業(yè)布局的新高地。

長久以來， 微觀企業(yè)是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的主體， 企業(yè)綠色行為直接關(guān)系到國家綠色戰(zhàn)略的貫徹和落實(shí)。然而， 綠色創(chuàng)新雙重外部性的固有屬性天然不利于促進(jìn)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)， 如何驅(qū)動(dòng)企業(yè)綠色發(fā)展是當(dāng)前學(xué)術(shù)研究的前沿和熱點(diǎn)問題。研究者大多從企業(yè)外部因素（Dowell和Muthulingam，2017）， 如環(huán)境規(guī)制（許丹丹和上官鳴，2022）、 市場需求（阮敏和肖鳳，2022）、 公眾壓力（伊志宏等，2022）、 數(shù)字金融（蔣建勛等，2022）等角度研究其對企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的影響， 但是在該過程中， 往往忽視了企業(yè)自身的主觀能動(dòng)性以及為適應(yīng)外界變化尋求的主動(dòng)調(diào)整。企業(yè)管理者對環(huán)境問題的認(rèn)知程度、 對未來環(huán)保趨勢的判斷會影響企業(yè)綠色戰(zhàn)略的制定和部署。因此， 部分研究者基于高階梯隊(duì)理論認(rèn)為， 企業(yè)高級管理者對組織行為選擇、 戰(zhàn)略決策和企業(yè)績效有著更為深遠(yuǎn)的影響， 于是探討了高管團(tuán)隊(duì)顯性特征， 如年齡（李大元等，2021）、 性別（趙恒和葛玉輝，2022）、 任期（鐘熙等，2019）、 學(xué)歷（Kang等，2021）或者環(huán)保背景（王輝等，2022）等對企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的影響。然而， 此類研究通常是以人口統(tǒng)計(jì)特征來反映高管的價(jià)值取向和認(rèn)知偏好（吳建祖和華欣意，2021）， 其背后隱含的假設(shè)是具有相同背景特征的高管面對同一環(huán)境問題會有相同或者類似的應(yīng)對行為； 事實(shí)上， 呈現(xiàn)出相同顯性特征的高管更可能出于深層次的心理差異而做出不同的決策。因此， 僅討論高管團(tuán)隊(duì)的顯性特征或許不能完整詮釋其對環(huán)保認(rèn)知和綠色創(chuàng)新的影響。

當(dāng)前， 基于隱性心理視角探討高管認(rèn)知對企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略影響的研究逐漸增多。Zhang等（2015）基于環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)區(qū)187家工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 高管環(huán)境可持續(xù)性承諾正向影響企業(yè)的節(jié)能環(huán)保戰(zhàn)略， 但對環(huán)保具體活動(dòng)無直接影響。曹洪軍和陳澤文（2017）利用層次回歸模型研究發(fā)現(xiàn)， 環(huán)保意識強(qiáng)的管理者將綠色創(chuàng)新視作機(jī)遇， 更積極實(shí)施綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略。梁敏等（2022）研究發(fā)現(xiàn)， 高管環(huán)保認(rèn)知通過提升感知機(jī)會能力、 整合利用能力及重構(gòu)轉(zhuǎn)變能力， 促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的提升。吳建祖和華欣意（2021）研究發(fā)現(xiàn)， 高管團(tuán)隊(duì)環(huán)境注意力正向影響企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略， 其在環(huán)境保護(hù)議題和解決方案上分配的注意力越多， 企業(yè)綠色創(chuàng)新專利越多。

本文基于注意力基礎(chǔ)觀和戰(zhàn)略認(rèn)知理論， 研究高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)不同類型綠色創(chuàng)新績效的影響以及研發(fā)投入在高管環(huán)保認(rèn)知促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新過程中的門檻效應(yīng)。同時(shí)， 由于不同企業(yè)所面臨的外部環(huán)境不確定性和被關(guān)注程度不同， 企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定和執(zhí)行不僅取決于高管環(huán)保認(rèn)知層面， 還受其他情境因素的影響。因此， 本文結(jié)合動(dòng)態(tài)能力和信息不對稱理論， 考察了環(huán)境不確定性和企業(yè)透明度在高管環(huán)保認(rèn)知影響綠色創(chuàng)新績效過程中的調(diào)節(jié)作用。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)綠色創(chuàng)新績效

不同于高階梯隊(duì)理論， 注意力基礎(chǔ)觀強(qiáng)調(diào)注意力的分配和調(diào)控在認(rèn)知過程中發(fā)揮重要作用， 并且認(rèn)為企業(yè)一系列行為是外部環(huán)境作用和內(nèi)部管理者選擇共同影響的結(jié)果（張明等，2018）。注意力是高層管理者認(rèn)知的一個(gè)重要反映， 企業(yè)的戰(zhàn)略行為取決于決策者的注意力焦點(diǎn)。在當(dāng)前企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級的浪潮中， 企業(yè)高層管理者對環(huán)保理念的認(rèn)知和對政策的詮釋必然會對企業(yè)的綠色行為產(chǎn)生重大影響。具體而言， 高管可以從更廣闊的戰(zhàn)略視野將環(huán)保納入企業(yè)長期發(fā)展規(guī)劃中， 建立組織內(nèi)部自上而下的綠色創(chuàng)新氛圍和文化， 為企業(yè)實(shí)施綠色創(chuàng)新提供必要的人力、 財(cái)力、 智力支持和保障。同時(shí)， 高管對環(huán)保的深刻認(rèn)知也可以促進(jìn)企業(yè)與外部環(huán)保組織和機(jī)構(gòu)的合作， 以實(shí)現(xiàn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)的共享。

然而， 綠色創(chuàng)新具有“雙重外部性”（斯麗娟，2020）的固有特點(diǎn)： 一是知識溢出的外部性。企業(yè)經(jīng)過高投入、 高風(fēng)險(xiǎn)、 長周期的開發(fā)階段最終收獲的創(chuàng)新收益， 不為創(chuàng)新企業(yè)一家所獨(dú)有， 其他跟隨企業(yè)也會因此受益， 從而無法提升企業(yè)創(chuàng)新積極性。二是環(huán)境保護(hù)的外部性。環(huán)境具有公共物品屬性， 環(huán)境污染產(chǎn)生的收益由私人享有、 成本由社會共擔(dān)（趙樹寬等，2022）， 而環(huán)境治理則恰恰相反， 這使得私人部門缺乏開展綠色創(chuàng)新的積極性。與此同時(shí)， 綠色創(chuàng)新還可能具有較弱的技術(shù)推動(dòng)和市場拉動(dòng)效應(yīng)， 這些都使得高管盡管熱衷于宣傳和樹立企業(yè)的綠色環(huán)保形象， 但在現(xiàn)實(shí)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)中卻莫衷一是。一些高管認(rèn)為， 綠色創(chuàng)新結(jié)果的不確定性會對其日常管理工作和企業(yè)經(jīng)營成果產(chǎn)生不利影響， 因此對綠色創(chuàng)新持否定態(tài)度。相反， 那些具有較高環(huán)保認(rèn)知的高管， 則會將外部利益相關(guān)者的綠色需求解讀為企業(yè)的發(fā)展機(jī)遇， 主動(dòng)開展綠色創(chuàng)新活動(dòng)并積極將其轉(zhuǎn)化為市場價(jià)值， 從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)和環(huán)保目標(biāo)的雙重利益。

Tong等（2014）、 黎文靖和鄭曼妮（2016）、 王永貴和李霞（2023）將企業(yè)高管積極開展綠色創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)分為兩類： 一種是以推動(dòng)企業(yè)技術(shù)更新迭代、 改善企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效和建立競爭優(yōu)勢為終極目的的高質(zhì)量綠色創(chuàng)新行為， 也稱實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新； 另一種則是以謀求其他利益為目的， 通過對現(xiàn)有產(chǎn)品和技術(shù)的簡單改進(jìn)， 追求短期效益和維持自身組織合法性來迎合外部投資者和有關(guān)政策傾斜的綠色創(chuàng)新行為， 即策略性綠色創(chuàng)新。顯然， 與后者相比， 前者側(cè)重于對產(chǎn)品或技術(shù)進(jìn)行突破式變革， 企業(yè)需要傾注更多的時(shí)間和心血， 并且需要承擔(dān)更大的風(fēng)險(xiǎn)。因此， 對于有業(yè)績考核壓力的高管而言， 往往表現(xiàn)出管理層短視行為。換言之， 相較于策略性綠色創(chuàng)新， 管理層開展實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)機(jī)和驅(qū)動(dòng)力相對不足?；谏鲜龇治觯?本文認(rèn)為高管對環(huán)境保護(hù)認(rèn)知越高， 越有助于提升企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效， 而對實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效影響效果不顯著。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H1a： 高管環(huán)保認(rèn)知顯著促進(jìn)企業(yè)綠色策略性創(chuàng)新績效。

H1b： 高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)綠色實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效影響不顯著。

（二）研發(fā)投入的門檻效應(yīng)

陳洪瑋等（2021）研究發(fā)現(xiàn)， 研發(fā)投入在技術(shù)研發(fā)階段對創(chuàng)新績效存在單一門檻。俞立平和張宏如（2023）研究發(fā)現(xiàn)， 隨著創(chuàng)新質(zhì)量的提高， 研發(fā)經(jīng)費(fèi)對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性在逐步提高。企業(yè)對創(chuàng)新活動(dòng)的投入不僅是其實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級、 建立競爭優(yōu)勢和獲得經(jīng)濟(jì)效益增長的重要手段， 對企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的提升也發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。當(dāng)企業(yè)研發(fā)投入較低時(shí)， 往往由于缺乏必要的資源支持和資金保障， 無法開發(fā)更加環(huán)保的產(chǎn)品和生產(chǎn)工藝， 也無法探索新的環(huán)保技術(shù)和方法， 難以開展高質(zhì)量的創(chuàng)新活動(dòng)。因此， 在該過程中盡管高管環(huán)保認(rèn)知深刻， 但為了追求綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的“數(shù)量”和“速度”， 其會放棄追求更具有難度的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。在研發(fā)投入較大時(shí)， 企業(yè)已經(jīng)具備了一定的技術(shù)積累和市場基礎(chǔ)， 高管環(huán)保認(rèn)知能夠引導(dǎo)企業(yè)在研發(fā)投入中更多地關(guān)注環(huán)保領(lǐng)域， 加強(qiáng)對綠色技術(shù)的研究和應(yīng)用， 同時(shí)也能幫助企業(yè)更好地理解和響應(yīng)環(huán)保政策和市場需求， 更積極地進(jìn)行綠色創(chuàng)新。高管環(huán)保認(rèn)知能夠增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力， 提高企業(yè)開展綠色創(chuàng)新的積極性， 其正向引導(dǎo)作用可以在較高的研發(fā)投入中更好地發(fā)揮， 從而促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效提升， 推動(dòng)企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型。鑒于此， 本文認(rèn)為高管環(huán)保認(rèn)知對實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用需要在較高的研發(fā)投入水平下才能發(fā)揮， 據(jù)此提出以下假設(shè)：

H2： 企業(yè)研發(fā)投入在高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響中存在門檻效應(yīng)。

（三）環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)作用

環(huán)境不確定性是指企業(yè)所處的外部環(huán)境存在不確定性的情況。根據(jù)動(dòng)態(tài)能力理論（David等，1997）， 企業(yè)具備整合吸收及再創(chuàng)造的能力， 能夠在復(fù)雜多變的環(huán)境中適時(shí)作出調(diào)整， 逐步提升競爭力， 面對不確定的外部環(huán)境， 企業(yè)將加大創(chuàng)新力度以應(yīng)對外部環(huán)境的挑戰(zhàn)。崔維軍等（2019）將企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)分為適應(yīng)動(dòng)態(tài)環(huán)境的探索式創(chuàng)新和適應(yīng)競爭環(huán)境的利用式創(chuàng)新， 發(fā)現(xiàn)不確定性對兩種創(chuàng)新行為均存在顯著正向影響， 在面對不確定性時(shí)， 企業(yè)可以抓住機(jī)遇大膽創(chuàng)新， 形成自身競爭優(yōu)勢。王凱和武立東（2016）將環(huán)境不確定性細(xì)分為動(dòng)態(tài)性與敵對性兩個(gè)維度， 發(fā)現(xiàn)前者與研發(fā)投入正相關(guān)， 后者顯著抑制研發(fā)投入。

環(huán)境不確定性使得當(dāng)前市場需求、 技術(shù)更新、 政策傾向等方面發(fā)生了較大的變化， 原有的產(chǎn)品和服務(wù)已經(jīng)無法滿足市場需求， 傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)面臨較大的綠色轉(zhuǎn)型升級壓力。在環(huán)境不確定性的影響下， 隨著高級管理者對環(huán)保認(rèn)知的提升， 其對綠色創(chuàng)新的需求會增加。企業(yè)通過開展技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新以適應(yīng)變化的環(huán)境， 開發(fā)更符合市場需求的綠色產(chǎn)品和服務(wù)， 從而提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢。同時(shí)， 企業(yè)也會加強(qiáng)與研發(fā)機(jī)構(gòu)的合作， 共同研發(fā)環(huán)保技術(shù)和產(chǎn)品， 實(shí)現(xiàn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)的共享， 促進(jìn)綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?？傊?環(huán)境不確定性使得企業(yè)面臨更多的機(jī)遇和挑戰(zhàn)， 高管環(huán)保認(rèn)知的提升則會不斷加強(qiáng)企業(yè)綠色創(chuàng)新， 從而更好地應(yīng)對環(huán)境不確定性帶來的挑戰(zhàn)。基于此， 提出以下假設(shè)：

H3： 環(huán)境不確定性正向調(diào)節(jié)高管環(huán)保認(rèn)知與綠色創(chuàng)新績效的關(guān)系。

（四）企業(yè)透明度的調(diào)節(jié)作用

劉柏和徐小歡（2020）研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)高管權(quán)利增大時(shí)， 公司信息透明度對研發(fā)投資的促進(jìn)作用會被削弱。企業(yè)透明度具有隱形的治理功能， 能有效緩解信息不對稱， 及時(shí)向外界傳遞企業(yè)的各種信號（王可第，2021）。根據(jù)信息不對稱理論， 創(chuàng)新活動(dòng)的無形性、 模糊性、 復(fù)雜性都使得外部投資者很難察覺公司內(nèi)部的不當(dāng)行為， 在面對綠色創(chuàng)新的長周期性和高風(fēng)險(xiǎn)性特征時(shí)， 高管容易出現(xiàn)短視行為， 傾向選擇更為簡單易行的策略性綠色創(chuàng)新以迎合政策。但是隨著企業(yè)透明度的提高， 企業(yè)創(chuàng)新過程中高管的機(jī)會主義行為會得到更多利益相關(guān)者的關(guān)注。因此， 相對于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新而言， 企業(yè)透明度負(fù)向調(diào)節(jié)高管環(huán)保認(rèn)知促進(jìn)策略性綠色創(chuàng)新績效的作用更顯著。因此， 本文提出以下假設(shè)：

H4： 相較于企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效， 企業(yè)透明度顯著抑制高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選擇2011 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本。為確保數(shù)據(jù)質(zhì)量， 對初始樣本進(jìn)行如下篩選： ①剔除研究期間被ST、 ?ST、 PT、 暫停上市以及終止上市的公司； ②剔除金融行業(yè)的公司； ③剔除研究期間核心變量缺失的公司； ④為避免極端值的影響， 對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。最終獲得243家公司共計(jì)2673條觀測值的平衡面板數(shù)據(jù)。其中， 企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫， 高管環(huán)保認(rèn)知詞頻來源于上市公司年報(bào)， 其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量測度

1. 被解釋變量： 綠色創(chuàng)新績效。參考Lee和Sorenson（2004）、 齊紹洲等（2018）、 李青原和肖澤華（2020）等的研究發(fā)現(xiàn)， 專利數(shù)量是反映綠色創(chuàng)新績效較為客觀的衡量指標(biāo)。基于此， 結(jié)合已有文獻(xiàn)對不同類型創(chuàng)新績效的測量， 本文將綠色創(chuàng)新績效區(qū)分為策略性綠色創(chuàng)新績效（GU）和實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效（GI）。以企業(yè)綠色實(shí)用新型專利申請數(shù)量作為度量策略性綠色創(chuàng)新績效的指標(biāo)， 以企業(yè)綠色發(fā)明專利申請數(shù)量作為度量實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效的指標(biāo)。

2. 解釋變量： 高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）。參考李亞兵等（2022）對高管環(huán)保認(rèn)知的衡量方法， 采用文本分析法對上市公司年報(bào)進(jìn)行分析， 基于綠色競爭優(yōu)勢意識、 企業(yè)社會責(zé)任意識、 外部環(huán)境壓力認(rèn)知等3個(gè)維度選取如下關(guān)鍵詞： 節(jié)能減排、 環(huán)保戰(zhàn)略、 環(huán)保理念、 環(huán)境管理機(jī)構(gòu)、 環(huán)保教育、 環(huán)保培訓(xùn)、 環(huán)境技術(shù)開發(fā)、 環(huán)境審計(jì)、 節(jié)能環(huán)保、 環(huán)保政策、 環(huán)保部門、 環(huán)保督察、 低碳環(huán)保、 環(huán)保工作、 環(huán)保治理、 環(huán)保和環(huán)境治理、 環(huán)保設(shè)施、 環(huán)保相關(guān)法律法規(guī)、 環(huán)保治污。通過上述詞語在公司年報(bào)中出現(xiàn)的頻次構(gòu)造上市公司高管環(huán)保認(rèn)知變量， 用于衡量企業(yè)管理者決策的綠色關(guān)注度。

3. 門檻變量： 研發(fā)投入。參考鄒國平等（2015）、 葉志強(qiáng)和趙炎（2017）的做法， 選用研發(fā)投入總額的自然對數(shù)（RD1）以及研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值（RD2）作為衡量研發(fā)投入的代理變量。

4. 調(diào)節(jié)變量： 環(huán)境不確定性（EU）與企業(yè)透明度（TRANS）。對于環(huán)境不確定性， 本文借鑒申慧慧等（2012）的方法， 用公司業(yè)績波動(dòng)（銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差）予以衡量。為了剔除行業(yè)整體波動(dòng)以及過去年度銷售收入正常增長的影響， 采用當(dāng)年環(huán)境不確定性與上年環(huán)境不確定性的差額來衡量企業(yè)最終的環(huán)境不確定性程度。具體做法為： 先利用模型估計(jì)過去五年的非正常銷售收入（殘差項(xiàng)）的標(biāo)準(zhǔn)差， 求其均值， 最后經(jīng)行業(yè)調(diào)整后得到。對于企業(yè)透明度， 參考辛清泉（2014）的做法， 構(gòu)建透明度綜合指標(biāo)， 包括盈余質(zhì)量指標(biāo)、 上市公司信息披露工作考核結(jié)果等級、 分析師跟蹤人數(shù)、 分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性、 當(dāng)年是否聘請國際四大作為其年報(bào)的審計(jì)師， 最終值取上述5個(gè)指標(biāo)樣本百分等級的平均值。

5. 控制變量。參考已有研究， 本文選擇如表1所示的控制變量， 并且考慮年份和行業(yè)的影響。

（三）模型設(shè)計(jì)

1. 基本回歸模型。根據(jù)Hausman和Taylor（1981）的觀點(diǎn)， 考慮到被解釋變量（綠色專利申請數(shù)）為計(jì)數(shù)數(shù)據(jù)， 且樣本數(shù)據(jù)中被解釋變量的方差均高于其均值， 即綠色專利數(shù)量存在“過度離散”狀況， 不符合正態(tài)分布， 因此泊松回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸可能更適用于計(jì)數(shù)模型。然而， 似然比檢驗(yàn)的結(jié)果表明， 泊松回歸不適用于該數(shù)據(jù)集?；谝陨戏治龊脱芯考僭O(shè)， 借鑒阮敏和肖風(fēng)（2022）的做法， 本文選擇構(gòu)建負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行實(shí)證回歸， 具體模型如下：

GU/GI=β0+β1EGP+βnControls+ε （1）

其中， GU、 GI分別表示策略性綠色創(chuàng)新績效與實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效， EGP表示高管環(huán)保認(rèn)知， Controls為表1所示的控制變量， ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 門檻模型。本文采用Bruce（1999）提出的固定面板數(shù)據(jù)模型， 并借鑒李虹和鄒慶（2018）、 王宏鵬等（2022）的做法， 通過Bootstrap法對數(shù)據(jù)進(jìn)行自動(dòng)識別以確定門檻值， 構(gòu)建三重門檻面板模型。模型（2）、 （3）是以高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）作為核心解釋變量， 分別以RD1、 RD2作為門檻變量， 以實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效（GI）為被解釋變量的多重門檻模型。其中I（·）為示性函數(shù)， 當(dāng)括號內(nèi)條件成立時(shí)取值為1， 否則取值為0。γi為門檻閾值， 當(dāng)γ1、 γ2、 γ3均至少通過10%顯著性檢驗(yàn)時(shí)， 模型為三重門檻模型； 當(dāng)僅有γ1、 γ2通過顯著性檢驗(yàn)時(shí)， 模型為雙門檻模型； 當(dāng)僅有γ1通過顯著性檢驗(yàn)時(shí)， 則模型為單一門檻模型； 若三者都不顯著， 則說明不存在門檻效應(yīng)。

GI=β0+β1EGP×I（RD1≤γ1）+β2EGP×I（γ1

GI=β0+β1EGP×I（RD2≤γ1）+β2EGP×I（γ1

3. 調(diào)節(jié)作用模型。為了檢驗(yàn)環(huán)境不確定性和企業(yè)透明度對高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 分別構(gòu)建以下模型。其中EU為環(huán)境不確定性， TRANS為企業(yè)透明度， 其余變量定義同模型（1）。當(dāng)β3的估計(jì)值顯著為正或者為負(fù)時(shí)， 則表明環(huán)境不確定性或企業(yè)透明度對上述影響起到了調(diào)節(jié)作用。

GU/GI=β0+β1EGP+β2EU+β3EGP×EU+βnControls+ε ? ? ? ? （4）

GU/GI=β0+β1EGP+β2TRANS+β3EGP×TRANS+βnControls+ε? （5）

四、 實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)、 相關(guān)性分析及多重共線性檢驗(yàn)

根據(jù)表2的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知， 高管環(huán)保認(rèn)知的最小值為0， 最大值為23.000， 中位數(shù)為2.000， 標(biāo)準(zhǔn)差為4.704， 表明不同企業(yè)的高管環(huán)保認(rèn)知的差異性較為顯著。企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效最大值為44.000， 最小值為0， 中位數(shù)為1.000， 標(biāo)準(zhǔn)差為7.170； 實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效的最大值為89.000， 最小值為0， 中位數(shù)為1.000， 標(biāo)準(zhǔn)差為12.174， 這表明當(dāng)前我國上市公司的綠色創(chuàng)新水平總體較低。從研發(fā)投入來看， RD1最大值為21.887， 最小值為13.679， 平均數(shù)為18.323， 而RD2最大值為0.218， 最小值為0， 平均數(shù)為0.035， 表明不同企業(yè)間研發(fā)投入差異明顯， 且大量企業(yè)的研發(fā)投入處于低水平。

對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)， 高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)策略性、 實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效之間的相關(guān)系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著， 說明主效應(yīng)的回歸設(shè)定具有較強(qiáng)合理性。同時(shí)， 方差膨脹因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示： VIF均值為1.59， 并且所有解釋變量的VIF值均小于閾值10， 說明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題， 可進(jìn)一步保證回歸結(jié)果的有效性。限于篇幅， 結(jié)果未予列示。

（二）基本回歸分析

為消除樣本數(shù)據(jù)的個(gè)體差異， 獲得更穩(wěn)健的回歸結(jié)果， 本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)的負(fù)二項(xiàng)回歸分析， 回歸結(jié)果如表3所示。具體而言， 第（2）、 （3）列分別分析高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）對策略性綠色創(chuàng)新績效（GU）和實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效（GI）的影響。結(jié)果顯示： 高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）對企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效（GU）的影響系數(shù)為0.042， 在1%的水平上顯著， 表明高管環(huán)保認(rèn)知可以提升企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新績效， H1a得以驗(yàn)證； 與此同時(shí)， 高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效（GI）的回歸結(jié)果不顯著， 表明高管環(huán)保認(rèn)知無法對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響， H1b得以驗(yàn)證?？紤]到企業(yè)的綠色創(chuàng)新可能會滯后于高管環(huán)保認(rèn)知， 于是將被解釋變量滯后一期， 回歸結(jié)果如表3第（4）和（5）列所示， 解釋變量的顯著性水平并未發(fā)生變化， 表明回歸結(jié)果總體穩(wěn)健。考慮到樣本中大量企業(yè)無綠色創(chuàng)新績效數(shù)據(jù)， 符合被解釋變量是受限數(shù)據(jù)特征， 因此使用Tobit模型估計(jì)， 其回歸結(jié)果如第（6）和（7）列所示， 解釋變量的顯著性水平依舊和負(fù)二項(xiàng)回歸保持一致， 表明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

（三）研發(fā)投入的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

經(jīng)過上述回歸分析， 發(fā)現(xiàn)高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效的影響在全樣本回歸中不顯著。可能的原因在于： 第一， 實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效相較于策略性綠色績效獲取難度更大， 所代表的專利質(zhì)量更高， 高管環(huán)保認(rèn)知層面的提高更難促進(jìn)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新； 第二， 由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 有大量樣本企業(yè)的研發(fā)投入不足， 從而造成高管環(huán)保認(rèn)知的提升可能僅停留在淺層次， 而對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)所需的研發(fā)投入并未產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響， 從而造成實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效無法同頻提升。因此， 本部分將分別從RD1和RD2兩個(gè)維度考慮研發(fā)投入在高管環(huán)保認(rèn)知促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效過程中的門檻效應(yīng)。

采用Bruce（1999）提出的固定門檻面板數(shù)據(jù)模型， 通過Bootstrap法對數(shù)據(jù)進(jìn)行自動(dòng)識別以確定門檻值?；貧w結(jié)果表明， RD1與RD2均存在雙門檻效應(yīng)， 雙門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及門檻估計(jì)值如表4和表5所示。與之相對應(yīng)， 圖1為RD1的雙門檻估計(jì)值19.4193與20.9760在95%置信區(qū)間的似然比函數(shù)圖， 圖2為RD2的雙門檻估計(jì)值0.0533和0.0631的似然比函數(shù)圖。門檻估計(jì)值是似然比統(tǒng)計(jì)量LR趨近于0時(shí)對應(yīng)的γ值， 其中， LR統(tǒng)計(jì)量最低點(diǎn)為對應(yīng)的真實(shí)門檻值， 由于臨界值7.35明顯大于門檻值， 由此可以認(rèn)為上述門檻值是真實(shí)有效的。

當(dāng)RD1為門檻變量時(shí)， 經(jīng)過自主抽樣1000次， 第一門檻值為19.4913， 在1%的水平上顯著， 第二門檻值為20.9760， 在5%的水平上顯著， 其95%置信區(qū)間分別為［19.4940，19.4934］和［20.9117，20.9923］。模型（2）的雙門檻回歸結(jié)果如表6所示。當(dāng)RD1處于低投入?yún)^(qū)間（RD1≤19.4913）， 高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效影響不顯著； 當(dāng)RD1處于中等投入?yún)^(qū)間（19.491320.9760）， 高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效之間系數(shù)上升為0.718（P=0.007<0.01）， 此時(shí)高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用有了較大的提升， 并在1%的水平上顯著。以上結(jié)果表明， 隨著RD1的提高， 高管環(huán)保認(rèn)知對實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效存在一開始不顯著到正向顯著以及正向顯著系數(shù)增大的分階段作用。表7按照RD1的雙門檻估計(jì)值將總樣本分為三個(gè)區(qū)間， 依次進(jìn)行負(fù)二項(xiàng)回歸， 回歸結(jié)果表明， 當(dāng)RD1在中、 高投入?yún)^(qū)間時(shí)， 高管環(huán)保認(rèn)知均在5%的水平上顯著促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效， 進(jìn)一步驗(yàn)證了RD1的門檻效應(yīng)。

以研發(fā)投入強(qiáng)度RD2為門檻變量， 模型（3）中第一門檻值為0.0533， 第二門檻值為0.0631， 均在10%的水平上顯著， 其95%的置信區(qū)間分別為［0.0519，0.0534］和［0.0621，0.0631］。雙門檻回歸結(jié)果如表6所示， 當(dāng)RD2處于低投入?yún)^(qū)間（RD2≤0.0533）， 高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效影響不顯著； 當(dāng)RD2處于中等投入?yún)^(qū)間（0.05330.0631）， 高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效影響不顯著。以上結(jié)果表明， RD2在高管環(huán)保認(rèn)知與實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效之間存在最佳區(qū)間， 即0.0533

（四）環(huán)境不確定性與企業(yè)透明度的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表8的第（2）列檢驗(yàn)了環(huán)境不確定性（EU）對高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）與綠色策略性創(chuàng)新績效（GU）關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明， 環(huán)境不確定性（EU）與高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）的交乘項(xiàng)系數(shù)為0.032， 在1%的顯著性水平上增強(qiáng)了高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效的正向作用。第（3）列檢驗(yàn)了環(huán)境不確定性（EU）對高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）與企業(yè)綠色實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效（GI）關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明， 環(huán)境不確定性（EU）與高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）的交乘項(xiàng)系數(shù)為0.020， 在10%的顯著性水平上促進(jìn)了企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效。該結(jié)果表明， 環(huán)境不確定性正向調(diào)節(jié)高管環(huán)保認(rèn)知與不同類型綠色創(chuàng)新績效的關(guān)系， H3得到驗(yàn)證。

表8的第（4）列檢驗(yàn)了企業(yè)透明度（TRANS）對高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）與企業(yè)綠色策略性創(chuàng)新績效（GU）關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明， 企業(yè)透明度（TRANS）與高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）的交乘項(xiàng)系數(shù)為-0.090， 即企業(yè)透明度在5%的水平上顯著削弱了高管環(huán)保認(rèn)知對企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效的正向作用。第（5）列檢驗(yàn)了企業(yè)透明度（TRANS）對高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新（GI）關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 企業(yè)透明度（TRANS）與高管環(huán)保認(rèn)知（EGP）的交乘項(xiàng)系數(shù)盡管為負(fù)， 但未通過顯著性檢驗(yàn)。這一結(jié)果表明， 企業(yè)透明度的監(jiān)督治理作用更多作用于企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新。綜上所述， 相較于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新， 企業(yè)透明度顯著抑制了高管環(huán)保認(rèn)知對策略性綠色創(chuàng)新的正向作用， H4得到驗(yàn)證。

五、 結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文選取我國A股上市公司2011 ～ 2021年的數(shù)據(jù)為樣本， 以高管環(huán)保認(rèn)知為切入點(diǎn)， 探索其對企業(yè)不同類型綠色創(chuàng)新績效的影響以及研發(fā)投入在高管環(huán)保認(rèn)知促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效中的門檻效應(yīng)， 同時(shí)考慮了環(huán)境不確定性和企業(yè)透明度的情境因素。研究發(fā)現(xiàn)： 第一， 高管環(huán)保認(rèn)知顯著正向促進(jìn)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效， 但是對企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效僅在較高研發(fā)投入的情形下有顯著正向作用。第二， 環(huán)境不確定性對高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)綠色創(chuàng)新績效具有正向調(diào)節(jié)作用， 并且相較于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新績效， 對策略性綠色創(chuàng)新績效的正向作用更顯著。第三， 企業(yè)透明度對高管環(huán)保認(rèn)知與企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新績效具有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用， 但對實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新調(diào)節(jié)作用不顯著。

（二）啟示

上述結(jié)論對于提升企業(yè)綠色創(chuàng)新績效具有如下幾方面的啟示： 第一， 企業(yè)在促進(jìn)綠色創(chuàng)新績效提升的實(shí)踐路徑中， 不能只關(guān)注高管環(huán)保認(rèn)知這一單個(gè)因素， 還應(yīng)注重企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)開展中的各種資源投入， 將環(huán)保認(rèn)知貫徹到企業(yè)的更深層次， 做到真正的“知行合一”， 即高管環(huán)保認(rèn)知必須與企業(yè)實(shí)際行動(dòng)相一致， 否則無法真正推動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展。第二， 對于企業(yè)而言， 策略性綠色創(chuàng)新固然可以助力企業(yè)捕捉暫時(shí)的經(jīng)濟(jì)利益和政策紅利， 但從企業(yè)的長久發(fā)展來看， 應(yīng)當(dāng)認(rèn)識到實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新才是實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有力推手， 在綠色創(chuàng)新實(shí)踐中高管應(yīng)該起到正確的引導(dǎo)作用， 改變一味追求創(chuàng)新“速度”和“數(shù)量”的態(tài)度。第三， 當(dāng)企業(yè)面臨較大的環(huán)境不確定性挑戰(zhàn)時(shí)， 高管應(yīng)當(dāng)從中發(fā)現(xiàn)機(jī)遇并把握機(jī)會， 化被動(dòng)為主動(dòng)， 對資源進(jìn)行整合吸收再創(chuàng)造， 引導(dǎo)企業(yè)積極開展更高質(zhì)量的綠色創(chuàng)新活動(dòng)。這既能滿足利益相關(guān)者需求， 又能打造企業(yè)可持續(xù)的先發(fā)競爭優(yōu)勢。第四， 加強(qiáng)企業(yè)透明度的內(nèi)外部建設(shè)， 創(chuàng)造更加有序的市場環(huán)境， 從而促進(jìn)企業(yè)的高質(zhì)量綠色創(chuàng)新。

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