CNDD文献复刻 | 连锁董事绿色经历与企业绿色创新(免分享)

解决绿色创新主体结构失衡问题的关键在于增强企业积极开展绿色创新的动力,这就需要破解企业绿色创新面临的融资约束与信息不对称问题,这是限制企业绿色创新的两个重要原因。为了克服这些限制,企业需要积极地从外部获取信息和资源来促进绿色创新。如何帮助企业从外部获取信息和资源来缓解信息不对称和融资约束?资源依赖理论(Pfeffer and Salancik,1978)为解决该问题提供了新的视角和思路。根据资源依赖理论,连锁董事是企业从外部获取信息和资源的重要渠道(Hillman and Dalziel,2003;陈仕华等,2013)。那么,有绿色经历连锁董事拥有的绿色创新相关的人力资本和社会资本是否会帮助企业从外部获取信息和资源促进绿色创新?如何帮助企业缓解信息不对称和融资约束的限制来影响绿色创新?探究这些问题将有助于从公司治理角度为企业破解绿色创新限制提供可行的解决思路,从而激发企业绿色创新的动力,提高企业绿色创新水平,进而改善中国绿色创新主体结构失衡问题。

01 文献简介

▪ 文献来源 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,(10):155-173. 
▪ 数据与代码来源:《中国工业经济》编辑部 (中国工业经济 (ajcass.org)
▪ 关键词: 绿色经历;连锁董事;资源依赖理论;绿色创新
▪ 主要内容:企业能否成为绿色创新主体以优化中国绿色创新主体结构,在很大程度上取决于其能否有效突破企业绿色创新动力不足的问题。本文基于资源依赖理论,利用2008—2021年中国A股上市公司数据,采用泊松模型,实证检验了有绿色经历连锁董事对企业绿色创新的影响及作用机制,研究发现,有绿色经历连锁董事会促进企业绿色创新,同时对绿色创新数量和质量都有促进作用。新《环保法》实施后,相对于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事的企业绿色创新“增量提质”显著增强。异质性分析发现,有绿色经历连锁董事可以促进国有企业、东部地区企业和有环保处罚企业绿色创新“增量提质”,但对非国有企业、中西部地区企业和无环保处罚企业没有显著影响。从影响机制看,有绿色经历连锁董事通过减轻高管短视倾向降低了信息不对称、缓解了融资约束,从而促进企业积极开展绿色创新活动;通过提升高管环保意识来促进企业开展更多环保活动,从而促进企业绿色创新,但对企业非绿色创新没有显著影响。本文的结论不仅揭示了企业如何通过绿色经历联结来突破绿色创新限制的影响机制,而且对于改善中国绿色创新主体结构失衡具有重要参考价值。
▪ CNDD相关数据推荐:
CNDD-0019 WIPO分类下上市公司绿色专利数量
02 研究模型与变量设计

假说 1:有绿色经历连锁董事对企业绿色创新“增量提质”有显著正向影响。

假说 2:相较于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新“增量提质”的促进作用在新《环保法》实施后显著增强。

文章旨在考察有绿色经历连锁董事对企业绿色创新的影响,以及环境规制压力变化后,相对于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新的影响是否有明显提升。建立模型(1)、(2)以分别检验假说 1 和假说 2,模型中将所有自变量全部滞后一期:

因变量 GreenInnovation 表示企业绿色创新情况,参考王馨和王营(2021)的方法,本文利用绿色专利申请数量来衡量企业绿色创新。借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)的方法,绿色创新数量采用专利技术水平较低、难度较小的绿色实用新型专利申请数量来衡量;绿色创新质量采用专利技术水平最高、难度最大的绿色发明专利申请数量来衡量。考虑到绿色专利、绿色实用新型专利和绿色发明专利申请数量都是计数变量,不符合 OLS 回归假定的正态分布,本文采用更适用于偏态因变量的高维固定效应面板泊松模型进行实证分析。 
自变量 EE Interlock,表示第 t-1 年 i企业董事会中有绿色经历连锁董事数量;
借鉴以往研究本文还控制了一系列可能影响企业绿色创新的影响因素,由于公司规模、成长性和财务绩效直接决定企业投入绿色创新的资源,故在公司层面控制了企业规模(徐佳和崔静波,2020)、资产收益率(徐佳和崔静波,2020)、企业年龄(王分棉和贺佳,2022)、所有权性质(袁礼和周正,2022)、资产负债率(周肖肖等,2023);考虑公司资本的有限性,用于资本增值的投资会抵消研发投资而影响绿色创新产出,因此在企业投资层面,控制了研发强度(王晓祺等,2020)和环保投资(王分棉等,2021);公司治理水平也会影响企业绿色创新,故将董事会规模、董事会独立性、股权集中度加入控制变量。此外,为了检验连锁董事的绿色经历对企业绿色创新的影响,借鉴尹筑嘉等(2018),本文还控制了有绿色经历连锁董事网络位置控制有绿色经历连锁董事通过网络效应产生的影响,采用有绿色经历连锁董事的网络中心度衡量其网络位置(陈运森和谢德仁,2011)。∑Controls 表示 一系列控制变量,Year、Industry 分别表示控制了年份和行业固定效应;ε 代表随机扰动项。
为进一步研究在外生政策冲击下,受环境规制压力影响,相对于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新的促进作用是否会显著增强,本文采用 DID 模型设定回归模型(2):

其中,Time 为新《环保法》实施前后的虚拟变量,2015 年及之后的年份为 1,2015 年之前的年份为 0。Treat为企业是否有绿色经历连锁董事的虚拟变量,如果一个企业至少有 1 名有绿色经历连锁董事则为实验组,取值为 1,否则取值为 0。Treat × Time 的系数 β1 是本文关注的核心,它衡量了有绿色经历连锁董事的企业相对于没有的企业在新《环保法》实施后对企业绿色创新促进作用的变化。当 β1 为正数且通过了显著性检验时,说明在新《环保法》实施后,相对于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新的促进显著提升,假说 2 得到验证。
03 数据与代码

▪ 文章原网址:《中国工业经济》编辑部 
▪ 数据详情:

04 实证结果

(1)基准回归。表 1 列示了有绿色经历连锁董事对企业绿色创新影响的回归结果。根据第(2)、(4)、(6)列的结果可知,EE Interlock 的系数分别为 0.2273、0.2499 和 0.1933,且都在 1% 水平通过显著性检验,表明有绿色经历连锁董事可以促进企业绿色创新,并且数量和质量都得到显著提升,假说 1 得到支持。 
(2)内生性问题。考虑到中国上市公司聘请有绿色经历连锁董事可能存在自选择偏误的内生性问题,本文采取 Heckman 两阶段模型处理内生性问题。由结果可知,IMR 的回归系数通过了显著性检验,表明本文采用的选择模型是恰当的,有效控制了潜在的自选择偏误问题。同时,EE Interlock的系数均为正数,且通过显著性检验,与表 1的结果一致,再次证明了假说 1。 
(3)稳健性检验。为了检验上述结果的稳健性,本文对表 1的主要变量做了一系列替换。将自变量由有绿色经历连锁董事的数量替换为有绿色经历连锁董事在董事会席位占比(EE Interlock Ratio)进行回归分析,发现有绿色经历连锁董事占比越大,企业绿色创新数量越多,绿色创新质量越高,绿色创新水平也越高,且都在 1% 水平通过显著性检验,与表 1列示的结果一致。为了缓解企业整体创新水平的影响,参考徐佳和崔静波(2020)的方法,本文采用绿色创新占比衡量绿色创新,把表 1的因变量分别替换为绿色专利申请数量占企业当年所有专利申请数量的比例(GreenPatent_R)、绿色实用新型专利申请数量占企业当年所有实用新型专利申请数量的比例(GreenUtility_R)和绿色发明专利申请数量占企业当年所有发明专利申请数量的比例(GreenInvent_R),并采用分数 Probit回归模型(Fractional ProbitRegression)进行检验,结果显示 EE Interlock的系数均显著为正,即有绿色经历连锁董事可以促进企业绿色创新“增量提质”,表明表 1的结果是稳健的。 

为了进一步探究环境规制压力增强后,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新“增量提质”的影响,本文采用双重差分(DID)模型检验假说 2,表 2 第(1)—(3)列分别报告了新《环保法》实施前后,是否有绿色经历连锁董事对企业绿色创新、绿色创新数量和绿色创新质量影响的差异,结果显示Treat×Time 的回归系数分别为 0.1616、0.1481 和 0.0987,且分别在 5%、1% 和 10% 水平通过显著性检验,说明实施新《环保法》后,相较于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事的企业绿色创新“增量提质”显著增强,这是因为新《环保法》增加了企业环境治理压力,从而促使有绿色经历连锁董事更加积极发挥作用促进企业开展绿色创新活动。具体来看,在新《环保法》实施后,相较于没有绿色经历连锁董事的企业,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新数量的提升程度比绿色创新质量更大、更明显,可能的原因在于新《环保法》实施后,企业面临的环境规制压力陡增,这会驱动企业实施策略性创新,更多地去追求绿色创新“数量”和“速度”以在短期内迎合政府政策和环境监管,而放缓了开展实质性绿色创新活动,从而导致在新《环保法》实施后,有绿色经历连锁董事对企业绿色创新数量的影响增幅更大、更显著,而对绿色创新质量影响的增幅较小。陶锋等(2021)的研究也有类似发现,他们发现环境规制在促进绿色创新数量增长的同时导致了绿色创新质量下降。综上可知,假说 2 得到支持。

05 获取方式

见推文末尾。

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