女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響:促進還是抑制*

嚴(yán)若森 塔雨琪

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,湖北 武漢 430072)

一、引言

習(xí)近平總書記在主持召開中央財經(jīng)委員會第九次會議時指出,要把碳達峰、碳中和納入生態(tài)文明建設(shè)整體布局,實現(xiàn)國家經(jīng)濟綠色發(fā)展。中央提出的綠色發(fā)展理念能否轉(zhuǎn)化為政策紅利,取決于環(huán)境污染關(guān)鍵市場主體的應(yīng)對策略,[1]亦即,離不開企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為。與傳統(tǒng)創(chuàng)新相比,綠色創(chuàng)新屬于一種考慮到節(jié)約資源以及降低環(huán)境污染的創(chuàng)新,真正實施綠色創(chuàng)新的企業(yè)一般會向風(fēng)險投資者傳遞出可靠的信號,從而吸引投資。[2]在當(dāng)前資源環(huán)境約束日益加劇的背景下,企業(yè)綠色創(chuàng)新無疑是推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、國家經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必要條件。

近年來,關(guān)于企業(yè)綠色創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系已成為國內(nèi)外的研究熱點,越來越多的學(xué)者把目光投向綠色創(chuàng)新的前因研究。具體而言,現(xiàn)有的企業(yè)綠色創(chuàng)新前因研究主要聚焦于環(huán)境、組織和個體三個層面。其中,環(huán)境層面的研究主要基于制度理論和利益相關(guān)者理論,識別政府、股東等利益相關(guān)者對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵與規(guī)范作用;[3][4]組織層面的壓力主要討論企業(yè)協(xié)作及董事會治理等對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響;[5][6]個體層面的研究主要基于高階梯隊理論和委托代理理論,關(guān)注高管特征對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。[7]而且,現(xiàn)有相關(guān)研究多聚焦于環(huán)境層面,探討個體層面對企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的研究還顯得相對較少。而隨著有些企業(yè)忽視政策規(guī)制和權(quán)力尋租等現(xiàn)象的突顯,[8]僅通過外部因素促進企業(yè)綠色創(chuàng)新存在一定的不足,進一步探究內(nèi)部因素顯得尤為重要。從公司治理內(nèi)部因素看,高管作為企業(yè)的核心人員,直接決定了企業(yè)未來的發(fā)展方向與目標(biāo),同樣亦直接對企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動具有關(guān)鍵性作用。[9]

目前,在世界范圍內(nèi),女性在職場中的作用日益受到重視,使得女性高管在高管團隊中的參與度提高,“她力量”越來越能夠影響企業(yè)決策和企業(yè)行為。依據(jù)高階梯隊理論,企業(yè)高層管理團隊的人口統(tǒng)計學(xué)特征(性別、年齡、任期等)會影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策與經(jīng)濟績效,[10]亦必然會對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。[7]出于生理結(jié)構(gòu)等的不同,女性和男性的思維、決策方式亦會有所不同,從而會影響企業(yè)行為。目前,學(xué)術(shù)界對于女性高管與企業(yè)行為關(guān)系的研究頗為重視,主要集中在企業(yè)績效、企業(yè)創(chuàng)新績效和財務(wù)舞弊等方面,[11][12][13][14]探討女性高管與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系的文獻則相對較少。另外,基于社會角色理論,女性高管在自信、競爭、冒險性格特征方面劣于男性,對風(fēng)險會更保守,傾向于風(fēng)險規(guī)避型決策。由于企業(yè)綠色創(chuàng)新具有投資成本高、收益周期長和成功難以把握的特點,在資源和能力方面往往不具備優(yōu)先配置權(quán),高層管理者需要承擔(dān)的風(fēng)險較大,[15]因而女性高管參與決策可能會對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。不過,亦有研究基于澳大利亞649家企業(yè)的數(shù)據(jù),指出企業(yè)中女性高管對環(huán)境問題更加重視,企業(yè)中女性領(lǐng)導(dǎo)角色的增加會增強出口強度對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用。[16]那么,在中國具體情境下,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新會產(chǎn)生怎樣的影響?其中涉及到的影響機制又是怎樣?

此外,在委托代理理論下,如果控股股東掌握的的控制權(quán)遠超于現(xiàn)金流權(quán),公司價值就會越低。[17]在控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)高度分離的情形下,控股股東可能會為了獲得私人收益而對中小股東進行侵害。而綠色創(chuàng)新作為一個高風(fēng)險的項目,控股股東往往更不愿去承擔(dān)如此大的風(fēng)險,反而更愿意投資見效快的項目,盡可能在短期內(nèi)獲得自身的最大利益。一般來說,控股股東擁有的股權(quán)越多,就會越積極參與公司的日常經(jīng)營,并主動監(jiān)督管理層的行為活動,從而維護自身及公司的權(quán)益。[18]但是,當(dāng)控股股東的持股比例較高時,其對上市公司就有較大的控制權(quán),會通過操縱管理層來實現(xiàn)自己利益的最大化。因此,當(dāng)控股股東想減少乃至規(guī)避企業(yè)綠色創(chuàng)新時,這會如何影響女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響?

為了回答上述問題,本文以2010—2020中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本,實證檢驗了女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響以及控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的兩權(quán)分離度在其中的調(diào)節(jié)作用,并探討了相關(guān)情境下女性高管參與和企業(yè)綠色創(chuàng)新二者之間關(guān)系的異質(zhì)性,且考察了女性高管參與影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的相關(guān)中介機制。此外,本文還基于納入女性高管平均受教育水平、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)所處地域發(fā)展程度、兩職分離治理特征等不同情境變量,進一步考察了女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響的差異性。

本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面:(1)本文將女性高管對公司治理與戰(zhàn)略影響的研究拓展至企業(yè)綠色創(chuàng)新領(lǐng)域,豐富了高管特質(zhì)與企業(yè)綠色創(chuàng)新的相關(guān)研究,提供了高階梯隊理論在中國情境下適用性的新證據(jù);(2)本文實證檢驗了女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,并考察了控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的兩權(quán)分離度對此影響的調(diào)節(jié)作用,并將高管團隊風(fēng)險偏好納入研究框架,揭示了女性高管參與和企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的“黑箱”;(3)本文為企業(yè)基于自身的綠色戰(zhàn)略定位培養(yǎng)高管層能力及素質(zhì)、優(yōu)化領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)計、加強股權(quán)結(jié)構(gòu)頂層設(shè)計等提供了啟示,為政府支持企業(yè)綠色創(chuàng)新提供了政策涵義。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

(一)制度背景

改革開放后,在中國經(jīng)濟快速增長的同時,環(huán)境污染和生態(tài)破壞已經(jīng)成為制約經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的主要瓶頸?；诖?中國亦提出了低碳經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略,長期以來尋求生態(tài)與經(jīng)濟發(fā)展的平衡點。根據(jù)庇古稅原理,作為市場型環(huán)境規(guī)制重要工具的環(huán)境稅或排污費,針對企業(yè)環(huán)境污染產(chǎn)生的負(fù)外部性,通過將污染排放單位成本內(nèi)部化的方式可以有效推動企業(yè)減少污染,并在發(fā)達國家取得了良好的治理效應(yīng)。因此,中國借鑒發(fā)達國家經(jīng)驗,先后確立了排污收費制度等一系列法律制度和推行“綠色稅法”——《環(huán)境保護稅法》,對資源節(jié)約、環(huán)境保護和生態(tài)文明建設(shè)具有重要的意義,有助于中國社會形成鮮明的綠色發(fā)展導(dǎo)向,激發(fā)廣大企業(yè)履行社會責(zé)任、主動追求自身的可持續(xù)發(fā)展,助推中國經(jīng)濟實現(xiàn)更高質(zhì)量的發(fā)展。然而,為了鼓勵企業(yè)實施綠色創(chuàng)新行為,政府往往將可觀測到的企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出作為給予補貼支持和稅收優(yōu)惠的重要前提,[19]這會影響到管理層實施企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的動機與出發(fā)點,致使管理層存在利用企業(yè)綠色創(chuàng)新活動來侵占利益相關(guān)者利益的可能,[20]從而降低企業(yè)綠色創(chuàng)新的質(zhì)量與管理層履行社會責(zé)任的主動性。由此可知,僅憑外部政策的規(guī)制尚不能充分調(diào)動企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性,而是還要從內(nèi)部高管層發(fā)力,提高高管層自身實施企業(yè)綠色創(chuàng)新的意愿,從源頭促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

為了破除社會陳舊的“男女不平等”現(xiàn)象、改善企業(yè)治理結(jié)構(gòu),國家出臺了一系列政策文件來保證女性參與企業(yè)高層管理的權(quán)力。2011年,國務(wù)院出臺的《中國婦女發(fā)展綱要(2011—2020年)》強調(diào)要提高高等技能勞動者中的女性比例,增加女性在決策層的“話語權(quán)”。2012年,深圳市出臺的《深圳經(jīng)濟特區(qū)性別平等促進條例》再次強調(diào)要給予男女兩性同等重視,保證男女同等資源,得到同等發(fā)展。根據(jù)南開大學(xué)中國公司治理研究院的研究,在2012—2021年間,中國擁有女性董事的公司由1079家增至3150家,占比由46.35%增長至76.20%。事實上,女性高管不僅僅是人數(shù)的比例在不斷上升,她們在公司治理中所扮演的角色和擔(dān)任的職能亦越來越重要。就此而言,“她力量”已成為公司治理研究中不可忽略的重要一環(huán),其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響不容忽視。

(二)理論分析與研究假設(shè)

1、女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動兼具環(huán)保和創(chuàng)新的雙重特征。一方面,企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的環(huán)保屬性決定其存在環(huán)境保護與技術(shù)溢出的正外部性,[21]有助于企業(yè)提升社會形象和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展,這對所有利益相關(guān)方均具有積極的影響,但企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的成本卻由企業(yè)獨自承擔(dān),且遠超出一般性創(chuàng)新的成本。[22]另一方面,企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動的創(chuàng)新屬性決定其在研發(fā)、實用化和商業(yè)化各個階段存在較大的不確定性,企業(yè)綠色創(chuàng)新活動可能導(dǎo)致企業(yè)競爭力的喪失。[23]環(huán)保的外部性與創(chuàng)新的風(fēng)險性使得管理者對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動缺乏激勵,如何克服綠色技術(shù)自身的外部性與風(fēng)險性,對企業(yè)解決綠色創(chuàng)新水平不足問題十分重要?；诟唠A梯隊理論,管理者會依據(jù)自身的價值觀念進行決策,公司的戰(zhàn)略決策實質(zhì)上是環(huán)境因素被高管的有限認(rèn)知和價值判斷過濾后的結(jié)果,[10]因而擁有不同特質(zhì)的高管往往會對公司的戰(zhàn)略決策產(chǎn)生不同的影響。而在高階梯隊理論下,性別差異是解釋高管戰(zhàn)略決策異質(zhì)性的重要因素,[24]對企業(yè)的創(chuàng)新活動乃至綠色創(chuàng)新活動都會產(chǎn)生重要影響。在考察企業(yè)綠色創(chuàng)新行為時,不應(yīng)該忽視高管性別對其行為的導(dǎo)向作用?；诖?本文將研究視角投向高管性別,探討女性高管自有的行為特征會對企業(yè)綠色創(chuàng)新帶來怎樣的影響。

已有的社會學(xué)與心理學(xué)研究表明,兩性與生俱來存在著生理差異,存在女性體內(nèi)的單胺氧化酶濃度更高,而這類物質(zhì)能夠激發(fā)女性的風(fēng)險規(guī)避意識。[25]因此,在高管團隊具有風(fēng)險性質(zhì)的戰(zhàn)略投資決策過程中,相較于男性,女性高管更傾向于作保守與穩(wěn)健的決策,在面對未知風(fēng)險時傾向于選擇規(guī)避的立場,或容易猶豫不決。[26]又因為企業(yè)綠色創(chuàng)新需要投入大量的資金,且本身存在滯后性的特點,短期內(nèi)并不能顯著為企業(yè)帶來收益,風(fēng)險較高,為此需要高層管理團隊的較高的風(fēng)險偏好程度。因此,當(dāng)女性高管人數(shù)占高管團隊人數(shù)的比例提高、女性高管決策對團隊決策的影響力增大時,高管團隊對高風(fēng)險的項目更容易“退避三舍”,從而在面臨綠色創(chuàng)新活動時傾向于選擇逃避,[27]尋求企業(yè)綠色創(chuàng)新的可能性較小,進而使企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的實施受阻。

同時,基于女性關(guān)懷倫理學(xué),人類從剛出生開始,就會因為性別的不同而產(chǎn)生不同的道德觀念和行為模式。[28]在面臨決策問題時,女性高管存在“移情關(guān)懷”,具有更高的道德水平,會更加遵守社會規(guī)則和制度,比男性更具有社會責(zé)任感,從而更利于企業(yè)履行社會責(zé)任。[29]綠色創(chuàng)新不單是為了企業(yè)經(jīng)濟層面的提升,更是為了保護自然環(huán)境,促進可持續(xù)發(fā)展,此亦是企業(yè)履行社會責(zé)任的重要一環(huán)。已有研究指出,企業(yè)中女性領(lǐng)導(dǎo)者對環(huán)境問題更敏感,從而能夠促進綠色創(chuàng)新。[16]因此,從這個角度來看,女性更注重關(guān)懷倫理和更具責(zé)任感的特點會促使其更加關(guān)注企業(yè)綠色創(chuàng)新,以滿足利益相關(guān)者的綠色期望,并獲得可持續(xù)的綠色競爭優(yōu)勢。

綜上分析,本文提出如下假設(shè):

H1a:給定其他條件不變,女性高管參與會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新。

H1b:給定其他條件不變,女性高管參與會促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2、控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在股權(quán)集中的背景下,控股股東與外部中小股東之間的代理沖突成為公司主要的代理問題。[30]在股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中且控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)嚴(yán)重偏離的情形下,處于優(yōu)勢地位的控股股東為了使自身利益最大化,往往會參與到甚至控制管理層的決策,而這大概率會侵犯到中小股東的利益,因而在此情形下,公司治理的顯要問題是控股股東與中小股東之間存在的第二類代理問題。

控股股東擁有對公司現(xiàn)金流的要求權(quán)(現(xiàn)金流權(quán))和基于所有權(quán)衍生出來的決策權(quán)(控制權(quán))。[31]控股股東采取的金字塔結(jié)構(gòu)、交叉持股和雙重股權(quán)等方式會使他們更容易擁有遠超現(xiàn)金流權(quán)的控制權(quán)。當(dāng)控股股東的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)差距較大時,控股股東會有強烈的動機參與到管理層的決策中以謀取私利,即控股股東會采取“掏空”行為,侵占中小股東和外部投資者的利益。并且,控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度越高,大股東謀求私利的欲望會越盛,控股股東侵害中小股東利益的動機會增強,代理成本則以指數(shù)方式上升。[32]與此同時,由于控股股東在公司中持有占比較大的股份,因而其在公司的風(fēng)險中會承擔(dān)比中小股東更大的潛在損失,因此,控股股東具有動機去作出更加保守、安全的決策,從而放棄未來收益大但風(fēng)險高的經(jīng)營項目。[33]又因為企業(yè)綠色創(chuàng)新是一項高投資、高風(fēng)險的項目,需要大量資金支持,且回收周期長,被第二類代理問題影響的控股股東會有很大的意愿去規(guī)避此類行為,從而會弱化管理層實施企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的傾向。如果女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有抑制作用,則其控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度高的控股股東的決策與女性高管的決策大概率一致,從而會強化這一影響;如果女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有促進作用,則控股股東的“絕對話語權(quán)”會阻礙高管層對企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極決策及行為,從而會削弱這一影響。

綜上分析,本文提出如下假設(shè):

H2a:控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離度越高,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制越強。

H2b:控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離度越高,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進越弱。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2020年中國滬深兩市A股上市公司作為初始樣本,基于剔除金融類公司、ST、ST*公司以及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司,最終獲得有效樣本3753家公司,共計27679個公司—年度觀測值。

本文用于測量企業(yè)綠色創(chuàng)新的綠色專利數(shù)據(jù)和用于測量企業(yè)創(chuàng)新的專利數(shù)據(jù)均來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS),兩權(quán)分離度、CEO個人信息數(shù)據(jù)、董事會結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)、高管層結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)、企業(yè)特征數(shù)據(jù)等則均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。本文依據(jù)證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂版)二位數(shù)行業(yè)代碼對公司所屬行業(yè)進行劃分。

為了消除異常值影響,本文對所有連續(xù)變量均進行了1%水平的Winsorize縮尾處理。

(二)變量選取與測量

1、被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)綠色創(chuàng)新(IPC)。本文借鑒王珍愚等的做法,[34]以企業(yè)當(dāng)年申請的綠色專利數(shù)量與當(dāng)年申請的所有專利數(shù)量之比來測量企業(yè)綠色創(chuàng)新。其中,上市公司的創(chuàng)新專利申請信息來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)的創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)庫(包括發(fā)明專利申請、實用新型專利申請和外觀設(shè)計專利申請),綠色專利申請信息(包括綠色發(fā)明專利申請和綠色實用新型專利申請)則來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)的綠色專利數(shù)據(jù)庫。在后續(xù)的穩(wěn)健性討論中會以虛擬變量作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的度量方式,以確保研究結(jié)果穩(wěn)健。

2、解釋變量

解釋變量為女性高管參與(Fepro)。對此,可以用兩種方法測量。方法一是構(gòu)造虛擬變量,有女性高管的企業(yè)取1,否則取0;方法二是用女性高管的人數(shù)占比,即女性高管人數(shù)除以高管總?cè)藬?shù),來衡量女性在高管團隊中的任職情形。其中,采用方法二,不僅能夠考察企業(yè)是否存在女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響問題,而且能更好地判斷女性高管的參與程度對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,比例越大,參與程度往往越高。并且,在本文研究的3753家樣本公司中,81.14%的樣本公司(3045家)均擁有至少一名女性高管。因此,本文選取方法二來衡量女性高管參與程度。[11]其中,高管包括董事會成員、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務(wù)總監(jiān)、營銷總監(jiān)、技術(shù)總監(jiān)等。

3、調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為兩權(quán)分離度(Dev)。本文參考既有相關(guān)研究,[35][36]采用控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之差來衡量控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離度。

4、控制變量

有效的公司治理會推動企業(yè)綠色創(chuàng)新,糟糕的公司治理則會降低企業(yè)綠色創(chuàng)新的效率,乃至危害股東及社會,[37]而董事會及高管特征會對企業(yè)的監(jiān)督效果產(chǎn)生重要影響,進而影響到公司治理的效果。[6]因此,本文從董事會規(guī)模(Board)、董事會獨立性(Indep)和高管團隊規(guī)模(TMnum)方面控制公司治理因素。參考齊紹洲等的研究,[38]企業(yè)綠色創(chuàng)新可能會受到企業(yè)規(guī)模(Size)、所有權(quán)性質(zhì)(State)、盈利能力(Roa)和企業(yè)總收入(Income)的影響,為此,本文控制了這些變量的影響。而企業(yè)年齡(Age)越大,知識積累越多,企業(yè)創(chuàng)新的績效會更強,[39]為此,本文亦控制了企業(yè)年齡的影響。此外,參考李青原和肖澤華的研究,[40]本文還控制了管理層激勵(Share)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cash)和成長性(Growth)的影響。與此同時,本文納入了年度(Year)和行業(yè)(Industry)因素的固定效應(yīng)。

本文主要變量及其測量方法具體見表1。

表1 變量說明表

(三)模型構(gòu)建

為了驗證女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,本文構(gòu)建以下模型:

IPCi,t=α0+α1Feproi,t+α2Controlsi,t+εi,t

(1)

其中,被解釋變量IPC為企業(yè)綠色創(chuàng)新,解釋變量Fepro被用來代表公司內(nèi)部女性高管的參與度,Controls代表一系列控制變量,ε為誤差項。

為了驗證前述控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度的調(diào)節(jié)作用,本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了兩權(quán)分離度(Dev)以及兩權(quán)分離度與女性高管參與的交互項(Fepro_Dev),藉此,構(gòu)建以下模型:

IPCi,t=λ0+λ1Feproi,t+λ2Devi,t+λ3Fepro_Devi,t+λ4Controlsi,t+εi,t

(2)

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2可知:(1)企業(yè)綠色創(chuàng)新(IPC)的均值為0.069,表明中國上市公司對企業(yè)綠色創(chuàng)新的重視程度還遠遠不夠;(2)女性高管參與(Fepro)的均值為0.163,表明中國上市公司中女性高管的參與度較低、話語權(quán)較弱。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

表3展示了本文主要各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。從表3中可以看出:(1)在單變量分析的情形下,女性高管參與(Fepro)與企業(yè)綠色創(chuàng)新(IPC)在1%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān),說明女性高管參與會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新,本文的假設(shè)H1a得到初步驗證,但尚需后續(xù)回歸分析對此作出進一步驗證;(2)在選取的控制變量中,絕大多數(shù)都與企業(yè)綠色創(chuàng)新(IPC)在5%、1%的顯著性水平上顯著相關(guān),說明本文對控制變量的選取是合適的;(3)控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均在合理范圍之內(nèi)。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)及VIF值

本文進一步地作了變量的方差膨脹因子(VIF值)檢驗,發(fā)現(xiàn)各變量的VIF值均小于6,平均VIF值為2.01,VIF值遠遠低于經(jīng)典門限值10。據(jù)此,可以認(rèn)為本文構(gòu)建的模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(三)回歸結(jié)果與分析

表4報告了本文前述構(gòu)建模型的實證回歸結(jié)果。表4第(1)列代表女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響的主效應(yīng)回歸結(jié)果。從中可以看出,女性高管參與(Fepro)對企業(yè)綠色創(chuàng)新(IPC)的回歸系數(shù)為-0.0363,且在1%的顯著性水平上顯著,說明女性高管參與度的提高會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新,這一結(jié)果驗證了上述的假設(shè)H1a,H1b得到否定。說明女性高管參與度提高可能會在一定程度上降低高管團隊整體的風(fēng)險偏好程度,從而使高管團隊整體會更偏向風(fēng)險規(guī)避型的決策,進而影響到企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力,由此,企業(yè)會更傾向于將資源投向回報較為穩(wěn)定、成本回收周期較短的項目,而非企業(yè)綠色創(chuàng)新類高風(fēng)險、高投資的項目。

表4 回歸結(jié)果

表4第(2)列對應(yīng)模型(2)的檢驗,Fepro_Dev的系數(shù)為-0.0016,且在10%的顯著性水平上顯著。這表明控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的兩權(quán)分離度會正向調(diào)節(jié)女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用,即兩權(quán)分離度越高,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用越強,假設(shè)H2a得到驗證。說明當(dāng)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離較高時,會增加控股股東侵害中小股東利益的行為傾向,因為相較于選擇高投資、高風(fēng)險、回報周期長的綠色創(chuàng)新項目,控股股東為了保障自己的利益,更傾向于選擇短平快的投資項目,其操控的管理層會因此缺乏持續(xù)向企業(yè)綠色創(chuàng)新活動投資的動力,從而會強化女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用。

(四)異質(zhì)性分析

相當(dāng)一部分企業(yè)將創(chuàng)新作為一種“策略性”活動,注重創(chuàng)新的量而非質(zhì)。[41]“高質(zhì)量”發(fā)明專利被認(rèn)定為實質(zhì)性創(chuàng)新,而申請實用新型專利被視為“策略性”創(chuàng)新。[19]

為了比較這一異質(zhì)性,本文使用綠色發(fā)明專利申請占比和綠色實用新型專利申請占比作為企業(yè)綠色專利申請占比的替代變量。本文選用發(fā)明專利申請和實用新型專利申請中綠色專利申請的占比來驗證不同專利類型受到女性高管參與影響的程度。表5為按照綠色專利類型分組后,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明:首先,女性高管參與會抑制兩類企業(yè)綠色創(chuàng)新專利;其次,女性高管參與對風(fēng)險性更高的綠色發(fā)明專利的抑制作用更強,這可能是因為綠色發(fā)明專利的風(fēng)險性更高、創(chuàng)新屬性更強,因此女性高管對申請綠色發(fā)明專利具有更強的規(guī)避意愿,從而會在更大程度上抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新活動。

表5 專利類型的異質(zhì)性

(五)內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗

1、Heckman兩階段檢驗

本文參考盧建詞和姜廣省的研究,[7]將滯后兩期的同行業(yè)其他公司具有綠色經(jīng)歷的CEO的比例作為工具變量,采用滯后一期的同行業(yè)其他公司的女性高管比例(Fepro_ind)作為工具變量,剔除了4050個女性高管參與(Fepro)數(shù)據(jù)缺失的觀測值。此外,為了適用Heckman兩階段估計法,此處引入女性高管虛擬變量(Fepro_dum)作為自變量,如果當(dāng)年有女性高管在公司任職,則取值1,否則,取值0。表6第(1)列顯示了第一階段估計結(jié)果,女性高管比例(Fepro_ind)的估計系數(shù)顯著為正,表明滯后一期同行業(yè)其他公司的女性高管比例確實影響公司聘任女性高管的概率,表6第(2)列顯示了第二階段將企業(yè)綠色創(chuàng)新作為因變量的估值結(jié)果。結(jié)果顯示,在考慮了內(nèi)生性問題之后,女性高管虛擬變量(Fepro_dum)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上仍然顯著為負(fù),假設(shè)H1a的結(jié)論仍然成立。

2、傾向得分匹配(PSM)

本文選取的樣本為女性高管參與和企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)均未缺失的樣本,可能存在樣本自選擇的問題。為了排除內(nèi)生性的干擾,本文采用PSM方法對樣本進行1:1的匹配,以剔除樣本間的篩選效應(yīng)。具體方法如下:(1)按照企業(yè)當(dāng)年是否有女性高管分成處理組和控制組,得出匹配后(Matched)的變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差均低于10%,說明匹配后(Matched)的樣本在其他特征上都更為接近,且分析了T檢驗結(jié)果,發(fā)現(xiàn)匹配后大部分變量T檢驗的P值均大于10%,說明匹配后基本消除了處理組和控制組之前存在的顯著差異,從而樣本間的篩選效應(yīng)得以剔除;(2)對PSM后得到的13361個公司—年度觀測值再次進行回歸,回歸結(jié)果見表7第(1)列,可以看出,在控制了企業(yè)特征之后,女性高管參與(Fepro)的回歸系數(shù)仍保持負(fù)向顯著,p<0.01,回歸系數(shù)為-0.0467,再次驗證了假設(shè)H1a。

表7 PSM模型和指標(biāo)敏感性檢驗

3、指標(biāo)敏感性檢驗

由于女性高管參與對高管團隊的風(fēng)險偏好或企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力和企業(yè)綠色創(chuàng)新決策的影響可能在一段時期后才能顯現(xiàn),且創(chuàng)新專利申請存在一定的滯后性,因此,為了避免創(chuàng)新專利滯后給實證結(jié)果帶來的負(fù)面影響,本文將綠色專利申請量和創(chuàng)新專利申請量一同滯后一至三期,形成新的綠色專利申請量與創(chuàng)新專利申請量之比,即形成新的被解釋變量,在此過程中,分別剔除了4042個、7563個、10831個女性高管參與(Fepro)數(shù)據(jù)缺失的觀測值。表7中的第(2)列、第(3)列、第(4)列反映了將綠色專利申請量占創(chuàng)新專利申請量的比例滯后一期、二期、三期后所形成的新的回歸結(jié)果,女性高管參與(Fepro)與企業(yè)綠色創(chuàng)新的代理變量(IPC)仍在1%的置信水平上負(fù)相關(guān),與前述結(jié)論一致。

4、變量替換和更換模型檢驗

在上述分析中,本文采用企業(yè)綠色創(chuàng)新專利申請數(shù)的比例來測量企業(yè)綠色創(chuàng)新,為了保證結(jié)果的可靠性,本文參考盧建詞和姜廣省的做法,[7]使用虛擬變量IPC0來衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新。如果企業(yè)當(dāng)年申請了企業(yè)綠色創(chuàng)新專利,則IPC0取值1,否則,取值0,并使用Logit模型檢驗。檢驗結(jié)果如表8第(1)列所示。此外,本文參考范紅忠等的做法,[42]采用虛擬變量Fepro_dum測量女性高管參與,當(dāng)企業(yè)存在女性高管時,取值1,否則取值0。檢驗結(jié)果如表8第(2)列所示。檢驗結(jié)果顯示,替換解釋變量后,回歸結(jié)果與前述實證結(jié)果無實質(zhì)性差異,再次驗證了假設(shè)H1a。本文還采用了Tobit模型檢驗控制模型對企業(yè)綠色創(chuàng)新左側(cè)截取樣本的偏誤,檢驗結(jié)果如表8第(3)列所示,假設(shè)H1a結(jié)論并未改變,進一步證明了本文主要結(jié)論比較穩(wěn)健。

表8 替換變量和更換模型檢驗

五、機制檢驗

本文前述理論分析認(rèn)為,女性高管參與之所以會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新,是因為女性高管風(fēng)險偏好更低,影響高管團隊的風(fēng)險規(guī)避傾向,進而降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力。而風(fēng)險承擔(dān)能力較高的企業(yè)的失敗容忍度更高,且更傾向于兼具高收益和高風(fēng)險的企業(yè)綠色創(chuàng)新,以實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的主體,高管團隊通常要對公司的風(fēng)險決策承擔(dān)難以轉(zhuǎn)移和分散的責(zé)任,[43]他們根據(jù)自身的特質(zhì)進行有限理性的決策,因此企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力在很大程度上取決于高管團隊的群體特征,而群體特征又不能忽視內(nèi)部成員的影響。例如,海歸高管的加入有利于提升高管團隊整體風(fēng)險承擔(dān)的水平,[44]而當(dāng)越來越多的女性高管參與高管團隊決策時,女性高管的話語權(quán)會增強,其風(fēng)險厭惡傾向會增加整個高管團隊風(fēng)險厭惡情緒,進而作出不利于企業(yè)綠色創(chuàng)新的決策。

為了驗證高管團隊風(fēng)險偏好在女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響中的中介機制,本文構(gòu)建如下模型:

Riski,t=δ0+δ1Feproi,t+δ2Controlsi,t+εi,t

(3)

IPCi,t=γ0+γ1Feproi,t+γ2Riski,t+γ3Controls+εi,t

(4)

其中,Risk表示高管團隊風(fēng)險偏好(Risk)。由于高管團隊風(fēng)險偏好屬于心理特征,利用問卷等數(shù)據(jù)可能會造成一定程度的失真,因而本文選用與此相關(guān)且客觀的外在指標(biāo)來衡量高管團隊風(fēng)險偏好。參考以往文獻的做法,[45]本文采用資產(chǎn)負(fù)債率來衡量高管團隊風(fēng)險偏好程度,即采用企業(yè)年末總負(fù)債占總資產(chǎn)的比重來衡量。根據(jù)溫忠麟等對中介效應(yīng)檢驗程序的分析,[46]本文檢驗了高管團隊風(fēng)險偏好的中介效應(yīng)。

高管團隊風(fēng)險偏好在女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響中發(fā)揮中介作用的回歸結(jié)果如表9所示。從表9中第(1)列可以看出,女性高管參與(Fepro)的系數(shù)為-0.0143,且在5%的顯著性水平上顯著,說明女性高管參與確實能夠顯著降低高管團隊風(fēng)險偏好(Risk)。表9第(2)列展示了女性高管參與、高管團隊風(fēng)險偏好與企業(yè)綠色創(chuàng)新的回歸結(jié)果。其中,女性高管參與的回歸系數(shù)為負(fù),高管團隊風(fēng)險偏好的回歸系數(shù)為正,并在1%的顯著性水平上顯著;第(1)列中Fepro的系數(shù)與第(2)列中Risk的系數(shù)乘積為負(fù)數(shù),與第(2)列Fepro的系數(shù)同號。在使用更為嚴(yán)格的Sobel檢驗后,Sobel檢驗Z統(tǒng)計量為-2.250,且p<0.05,由此推斷,存在顯著中介效應(yīng),表現(xiàn)為部分中介作用。此外,為保證中介效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文參考范紅忠等的做法,[42]采用虛擬變量測量女性高管參與。當(dāng)女性高管人數(shù)為0時,Fepro_dum取0,當(dāng)女性高管人數(shù)大于0時,Fepro_dum取1。檢驗結(jié)果如表9第(3)列、第(4)列所示,結(jié)論不變。

表9 機制檢驗結(jié)果

六、進一步研究

(一)考察女性高管平均受教育水平的影響

前文基于高階梯隊理論,認(rèn)為女性高管具有更強烈的風(fēng)險規(guī)避意識,更傾向于作出保守的決策,從而會對高風(fēng)險的企業(yè)綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生負(fù)面影響,且前文結(jié)果已證實了這一判斷。但女性高管之間仍存在著個體的差異,特別是在人力資本方面存在差異。作為個人的認(rèn)知能力、信息搜集處理能力、分析能力以及解決問題的能力等,個人的人力資本儲備能夠為企業(yè)有效的經(jīng)營管理提供支持。[47]已有研究表明,高管團隊成員的受教育程度越高、學(xué)歷水平越高,創(chuàng)新創(chuàng)造能力更強,有助于企業(yè)實施創(chuàng)新戰(zhàn)略。[48]同樣地,女性高管在接受到更高等教育的情形下,會對企業(yè)綠色創(chuàng)新的風(fēng)險、收益及意義具有更深刻的理解與判斷,從而會作出更有利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的決策,亦更有意愿推動企業(yè)實施綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略、開展企業(yè)綠色創(chuàng)新活動。為此,借鑒吳成頌和田雨霽的研究,[49]用女性高管成員學(xué)歷賦值之和占團隊中女性高管總?cè)藬?shù)的比例來衡量高管團隊中女性高管平均受教育水平(中專及中專以下取1,大專取2,本科取3,碩士研究生取4,博士研究生取5),在剔除了14092個不含女性高管受教育水平信息的公司—年度觀測值后,將樣本按照女性高管平均受教育水平的中位數(shù)分為低學(xué)歷水平和高學(xué)歷水平,藉此對模型(1)進行分組回歸,探討在不同受教育水平下,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

表10中的第(1)列和第(2)列報告了按女性高管平均受教育水平高低進行分組的檢驗結(jié)果。其中,第(1)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)顯著為負(fù),第(2)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)為負(fù),其絕對值小于第(1)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)的絕對值,但并不顯著。這表明,當(dāng)女性高管平均受教育水平較低時,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用更顯著。究其原因,女性高管受教育程度的提升使她們在面對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動時,能夠更加全面和理性的思考,并更好地衡量風(fēng)險與收益,從而能夠緩解女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用。

表10 進一步研究結(jié)果

(二)考察企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

國有企業(yè)的創(chuàng)新投資主要來源于政府補助,政府的“支持之手”會在一定程度上削弱競爭對國有企業(yè)的沖擊,而企業(yè)綠色創(chuàng)新是一項高風(fēng)險的創(chuàng)新活動,需要投入大量資金,但卻不能保證回報,風(fēng)險較大,因此財政補貼會在一定程度上降低國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的負(fù)擔(dān)與顧慮。[50]并且,國有企業(yè)在追求利益的同時,亦承擔(dān)著更多的社會責(zé)任與政治目標(biāo),因此更有可能支持符合國家與社會可持續(xù)發(fā)展的企業(yè)綠色創(chuàng)新,女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用會削弱。相反,民營企業(yè)獲得的政府補助較少,面臨的競爭環(huán)境更加惡劣,資金發(fā)展的壓力較大,往往會因為企業(yè)綠色創(chuàng)新的高風(fēng)險而瞻前顧后,實施企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的意愿相對較低,女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用亦相較于在國有企業(yè)中會更強。

基于此,本文將企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分成國有企業(yè)和民營企業(yè),并對模型(1)進行分組回歸,結(jié)果如表10中第(3)列和第(4)列所示。其中,第(3)列、第(4)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)分別在5%、1%的顯著性水平上顯著為負(fù),前者的絕對值(0.0276)小于后者的絕對值(0.0365),說明女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用在國有企業(yè)中比在民營企業(yè)中弱。

(三)考察地域發(fā)展程度的影響

中國經(jīng)濟長期以來呈現(xiàn)出區(qū)域發(fā)展不平衡的特點。東部沿海地區(qū)具備臨海優(yōu)勢,交通便利,商貿(mào)往來活動更為頻繁,與外界交流機會更多,研發(fā)能力更強,從而導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展程度相對更高,思想亦更為開放,企業(yè)更樂意通過創(chuàng)新來提升競爭優(yōu)勢,創(chuàng)新能力較強。而內(nèi)陸地區(qū)因地形地勢等原因,與外界溝通相對不便利,技術(shù)基礎(chǔ)相對薄弱,資金相對匱乏,發(fā)展相對落后,創(chuàng)新能力相對較弱,對待創(chuàng)新亦相對保守。因此,在面對企業(yè)綠色創(chuàng)新時,沿海地區(qū)的企業(yè)往往更容易接納這一新事物,并更愿意實施企業(yè)綠色創(chuàng)新行為來謀求自身的發(fā)展,在此情形下,可能會減緩女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用。而且,受社會文化環(huán)境的影響,身處沿海企業(yè)中的女性高管往往更有可能擁有開放的思想、包容的觀點以及對風(fēng)險的承擔(dān)能力,[51]其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的排斥程度會較在內(nèi)陸企業(yè)中更低?；诖?本文參考徐文玉的做法,[52]將中國34個省級區(qū)域按照地理位置進行劃分,天津、遼寧、山東、河北、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、廣西和海南為沿海地區(qū),其余省級區(qū)域為內(nèi)陸地區(qū)。其中,由于西藏數(shù)據(jù)不可得,港澳臺數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重,本文不將這些區(qū)域納入考察范圍。

基于企業(yè)所在省份,將樣本劃分為沿海和內(nèi)陸地區(qū),本文對模型(1)進行分組回歸,結(jié)果如表10中第(5)列和第(6)列所示。其中,第(5)列、第(6)列中的女性高管參與(Fepro)的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù),前者的絕對值(0.0313)小于后者的絕對值(0.0451),說明女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用在沿海企業(yè)中比在內(nèi)陸企業(yè)中弱。

(四)考察管理層權(quán)力的影響

當(dāng)公司治理結(jié)構(gòu)不完善時,股東對管理層的監(jiān)督效應(yīng)下降,管理層權(quán)力得以擴張,管理層有機會和能力按照自身的利益行事。[53]兩職合一是影響管理層權(quán)力的重要因素之一。當(dāng)董事長與總經(jīng)理兩職合一時,所涉管理層通常會背負(fù)更高的期望和具備更強的風(fēng)險偏好來推動企業(yè)創(chuàng)新活動。[54]此外,高層執(zhí)行人員的權(quán)力過度膨脹,公司更有可能出現(xiàn)“一言堂”現(xiàn)象,女性高層影響力存在被削弱的可能。[55]因此,在進行企業(yè)綠色創(chuàng)新決策時,女性高管的話語權(quán)可能被削弱,進而使得其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用被削減。

基于此,本文以是否存在兩職合一為標(biāo)準(zhǔn),在剔除了14462個不含兩職合一與否信息的公司—年度觀測值后,將企業(yè)劃分成兩類,并對模型(1)進行分組回歸,結(jié)果如表10第(7)列和第(8)列所示。其中,第(7)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)為-0.0265,但并不顯著;第(8)列中女性高管參與(Fepro)的系數(shù)為-0.0379,在1%的顯著性水平上顯著,說明當(dāng)董事長與總經(jīng)理兩職合一時,女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用并不顯著,當(dāng)董事長與總經(jīng)理兩職分離時,女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用更強。

七、結(jié)論與啟示

在“碳達峰、碳中和”戰(zhàn)略背景下,中國企業(yè)綠色創(chuàng)新近年來已成為研究的熱點。但以往的研究大多關(guān)注外部政策規(guī)制帶來的影響,相對較少關(guān)注高管特質(zhì),特別是高管性別對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。田丹和于奇的研究指出,女性高管參與對國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新起到促進作用,在民營企業(yè)中則不明顯。[56]但其基于的樣本僅限于2011—2014年上海證券交易所上市的重污染行業(yè)A股上市公司,時間跨度短,行業(yè)限制大,結(jié)論相對來說不具備普遍性。為了彌補這一研究或此類研究的不足,本文基于高階梯隊理論和委托代理理論,采用2010—2020年中國滬深兩市A股非金融類上市公司的數(shù)據(jù),對實證模型進行回歸。研究發(fā)現(xiàn),女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新存在抑制作用,在控制了可能的內(nèi)生性問題以及進行相關(guān)穩(wěn)健性檢驗之后,該結(jié)果依然穩(wěn)健,而控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度的增加會強化女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的這一負(fù)面影響。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),相較于申請綠色實用新型專利,女性高管參與對申請“實質(zhì)性創(chuàng)新”專利的抑制作用更明顯。機制檢驗表明,高管團隊風(fēng)險偏好在女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的負(fù)面影響中發(fā)揮部分中介作用。進一步研究發(fā)現(xiàn),在女性高管平均受教育水平較低、民營產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、位于內(nèi)陸地區(qū)、兩職分離的企業(yè)中,女性高管參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用更為顯著。

本文獲得下述啟示:(1)在聘用高學(xué)歷女性高管人才、強化女性在公司經(jīng)營決策過程中的地位和作用的同時,企業(yè)亦應(yīng)進一步通過設(shè)計企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵政策和機制,減輕女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新風(fēng)險性的顧慮,培育女性高管的綠色創(chuàng)新意識和綠色管理技能,進而更好地服務(wù)于企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略。(2)企業(yè)要優(yōu)化領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)計和加強股權(quán)結(jié)構(gòu)頂層設(shè)計。一方面,企業(yè)要考慮到兩職合一的CEO是綠色創(chuàng)新的推動者,設(shè)計合理的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu),更好地發(fā)揮CEO的自主權(quán),增加CEO推動實施企業(yè)綠色創(chuàng)新的動力;另一方面,企業(yè)應(yīng)改變股權(quán)集中、一股獨大的所有權(quán)結(jié)構(gòu),建立相互監(jiān)督又高效運行的內(nèi)部治理體系,盡可能避免控股股東為一己私利而阻礙企業(yè)實施綠色創(chuàng)新的現(xiàn)象。(3)政府要加快構(gòu)建企業(yè)綠色創(chuàng)新體系,塑造良好的企業(yè)綠色創(chuàng)新環(huán)境,在深化女性高管對企業(yè)綠色創(chuàng)新的認(rèn)知的同時,減輕企業(yè)實施綠色創(chuàng)新行為需承擔(dān)的風(fēng)險,從而使女性高管能夠在推動企業(yè)綠色創(chuàng)新方面充分發(fā)揮積極作用。