党组织参与公司治理与企业绿色创新

王竞达,曹 畅

(首都经济贸易大学 财政税务学院,北京 100070)

一、引 言

改革开放以来,中国在经济建设方面取得一系列重大成就。1978—2022年中国国内生产总值(GDP)平均年增速高达9.1%,(1)来源于中华人民共和国国家发展和改革委员会网站,https://www.ndrc.gov.cn/wsdwhfz/202308/t20230814_1359812.html。创造了举世瞩目的“经济增长奇迹”。然而,传统发展模式导致中国资源短缺和环境污染问题日益显现,逐渐成为制约中国经济发展的重要因素。如何在要素瓶颈约束下追求绿色和质量内涵式发展,绿色创新成为中国经济增长方式转型的关键所在。企业作为绿色创新的重要主体,其行动具有经济和环保的双重目标。企业绿色创新活动具有研发周期长、失败风险高和资金供给不足等特点,导致企业自主进行绿色创新的意愿并不强烈。从企业外部的影响来看,政府通过财政补贴和税收优惠等方式对企业绿色创新活动进行事前或事后的成本补偿,往往会对企业自身绿色创新投入产生挤出效果。而采用强制性的环境规制手段,会额外增加企业的生产经营成本(解学梅和韩宇航,2022)[1]以及政府的监管成本。从企业内部来看,公司治理模式是组织支撑和顶层决策的重要因素,是企业自发进行组织活动的重要根据。因此,从企业内部治理机制的角度出发,思考如何提升企业绿色创新意愿,促使企业自主进行绿色创新活动以及提升企业绿色创新水平,对实现中国经济增长方式转型有着重要意义。

现有关于公司治理机制改革对企业绿色创新的影响研究主要集中在董监高责任险(李筱乐等,2023)[2]和混合所有制改革(袁歌骋和李娟娟,2023)[3]等方面,鲜有文献考察党组织参与公司治理这一中国特色公司治理制度对企业绿色创新活动产生的影响。2019年中共中央印发的《中国共产党国有企业基层组织工作条例(试行)》提出国有企业要“把党的领导融入公司治理各环节”。(2)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/zhengce/2020-01/05/content_5466687.htm。遵照中共中央办公厅发布的《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见》,民营企业也纷纷响应号召,将党组织设立作为提升公司治理水平的重要改革举措。可见企业党组织作为联通企业微观行为与政府宏观目标的重要纽带,对企业微观治理层面产生的重大影响不言而喻。从现实情况来看,党组织参与到公司治理的各个方面,也早已成为一种普遍的政治经济现象(郑登津等,2020)[4]。聚焦党组织对绿色环保的制度安排,早在党的十八大通过的党章修正案中,就明确提出“中国共产党领导人民建设社会主义生态文明”。(3)来源于中国人大网,http://www.npc.gov.cn/zgrdw/npc/xinzhuanti/xxgcsbjszqhjs/2012-11/15/content_1814684.htm。十九大修订的党章更是提出“增强绿水青山就是金山银山的意识,坚持节约资源和保护环境的基本国策”。(4)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/zhuanti/2017-10/24/content_5234152.htm。

基于此,本文从微观企业层面验证党组织参与公司治理是否能够发挥相应引领作用,促进企业自发进行绿色创新活动,提升企业绿色创新能力。更进一步地,考察党组织参与治理这一具有中国特色的公司治理模式是否能够在提升企业绿色创新的同时,尽量避免对企业经济效益产生负面影响,最终同步实现企业的绿色环保目标和经济增长目标。

本文的研究贡献在于:第一,现有研究大多从外部环境规制手段或财税金融政策角度考察企业外部因素对企业内部绿色创新行为的影响,鲜有文献从企业内部治理体系的视角进行分析,且从中国特色的公司治理体系中党组织参与治理的角度考察企业绿色创新的研究更为稀少。企业绿色创新活动风险高且具有双重外部性,导致企业自主绿色创新意愿往往较低,且企业外部监管和引导手段难以实现对企业绿色创新的长久激励。因此,本文从中国特色公司治理体系的角度出发,考察党组织参与公司治理是否能够提升企业自主绿色创新意愿、提升企业绿色能力,对解决现有企业自主创新意识不足问题、减少政府引导和监管成本有着重要参考价值。第二,关于党组织参与公司治理的内部作用机制考察,现有大量文献检验了党组织参与公司治理对企业融资约束的缓解效果(黄建烨等,2023)[5],但对于缓解企业融资约束具体方式的研究较为缺乏。本文在深入分析党组织参与公司治理的功能特征的基础上,从企业党组织与上级地方政府党组织沟通交流的角度分析,思考企业党组织参与对地方政府资源的吸引效果,在政府支持层面对党组织缓解企业融资约束的具体路径提供了较为细致的理论解释。第三,本文从地方政府自身建设和绿色金融支持力度双重视角,考察地方资源差异对党组织参与的绿色治理效果产生的影响,思考如何将地方资源与企业内部党组织参与治理有机结合,发挥出“1+1>2”的绿色协同治理效果,为如何充分发挥中国特色的公司治理制度优势提供了经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一) 党组织参与公司治理与企业绿色创新

企业行为会受到外部环境变化和内在激励的共同作用(陈东和邢霂,2020)[6],而外部环境规制手段在实施过程中往往容易存在“一刀切”的问题,难以全面考虑到企业面临的实际情况和困难,且在实际操作过程中往往面临较高的监管成本。对企业而言,外部强制性环境规制手段导致企业在绿色创新活动上的自主选择权不高。而企业绿色创新研发风险大、所需投入高且具有双重外部性,想要提升企业绿色创新效率,关键在于提升企业自主绿色创新意愿。从企业内在激励来看,符合中国现阶段国情的公司内部治理机制的设计才是实现企业内在激励,进一步提升企业自主创新意愿的长久之策。在中国特色的政治和经济制度背景下,企业党组织参与治理是保障政府政策目标落实到企业微观经济行为的重要路径,现有文献表明企业党组织能够充分发挥应有政治引领作用(祝丽敏等,2023)[7],促进企业内部提高对绿色环保的认识水平,从而对企业绿色创新行为产生影响。

具体而言,党组织参与公司治理有助于将党的执政理念和坚持全心全意为人民服务的根本宗旨融入企业的经营目标中,引导企业将主要以经济目标为导向的价值观念转变为经济目标与环境保护目标相统一的价值观念。《中国共产党章程》中的总纲部分就明确指出“中国共产党是中国人民和中华民族的先锋队……代表中国最广大人民的根本利益”。(5)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/xinwen/2022-10/26/content_5721797.htm。从企业基层员工的角度来看,企业内部的党组织成员受到党内文化思想的影响,也会向企业内其他非党组织成员传递优秀的思想和价值观念,促使企业整体形成以人民为中心的价值观念和为实现共产主义而奋斗的理想信念。现有研究表明,基层党组织建设能够不断将党的优秀文化和思想汇入企业文化之中(郑登津等,2022)[8],有利于在企业中培育出良好的思想氛围,进而形成无形的非正式制度嵌入效果,最终引导企业在关注自身经济目标实现的同时,同样关注党和国家的重要战略部署和政策方针的贯彻和落实。习近平总书记在党的二十大报告中提出“大力推进生态文明建设”“绿水青山就是金山银山的理念……全过程加强生态环境保护,生态文明制度体系更加健全”“加快发展方式绿色转型。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……加快节能降碳先进技术研发和推广应用,倡导绿色消费,推动形成绿色低碳的生产方式和生活方式”。(6)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/xinwen/2022-10/25/content_5721685.htm。这深刻表明了党和国家对发展绿色转型和进行绿色技术研发的重视程度不断加深。企业党组织作为贯彻党和国家重要战略目标的微观主体,应该将党的最新的绿色环保思想根植于企业内部文化之中,加强企业内部管理者和基层员工对绿色转型的认识,为实现绿色发展目标做出贡献。

进一步地,从党组织参与企业监督决策行为的具体路径来看,企业党组织成员能够根据相关制度安排通过进入董事会、监事会、高管层任职,即“双向进入、交叉任职”的方式参与到企业的各项决议之中,以促使企业绿色创新项目决策达成。在企业治理体系中,企业党组织成员身份具有双重属性,包括作为政治责任人的党员身份属性和作为市场主体的企业家身份属性(付景涛等,2022)[9]。党组织成员的企业家身份属性要求以企业价值最大化为目标,并在此根本目标的引导下实现资源的最优配置。而党员身份属性则在此基础之上提出了更高的要求,不仅要实现企业价值最大化的经济目标,还需要坚持贯彻执行党的政策方针和绩效规范,并不断约束企业与党组织绩效规范相违背的行为(郑登津和谢德仁,2019)[10]。为实现我国高质量发展,具有双重身份的企业党组织成员,也应参照党根据社会特定现实需要制定的更为具体的战略指引,推动国家宏观战略目标落实到企业绿色创新活动之中。董事会作为现代公司制体系的核心,是企业最为重要的决策部门(柳学信等,2020)[11]。党组织成员能够通过进入企业的董事会、监事会、高管层的方式,在董事会会议的决策过程中发挥重要作用。企业董事会会议的决策机制为一人一票制,当参与决议的董事过半数通过时,企业决议才能够获得通过。在董事会对企业绿色创新活动进行决策分析时,具有双重身份的党组织成员在考虑企业经济效益的同时,还需兼顾企业需要承担的社会责任,包括绿色转型的国家重要战略指引。因此,党组织成员在进行决策投票时,必然会对推动社会绿色转型有着重大意义的企业绿色创新活动决策重点关注。此外,在企业监事会和高管层任职的党组织成员也可以通过对董事会决议提出质询和建议的方式,积极促进企业绿色创新决策项目的达成。综合上述分析,本文提出以下研究假设:

H1:在其他条件不变的情况下,党组织参与公司治理能够显著促进企业绿色创新。

(二) 高管绿色认知提升

现有研究表明党组织通过“双向进入、交叉任职”的方式参与到公司治理之中,能够对企业建立积极的企业文化产生良好影响,如塑造利他性企业组织文化、促使党为人民服务的宗旨和使命与企业文化相结合,不但有效帮助企业塑造了积极向上的价值观,还为企业发展提供思想保证和智力支持(王梦凯等,2022;李宁和杨蕙馨,2005)[12-13]。企业文化通过向特定主体持续地输出价值观,会潜移默化地影响个体认知、相互间的互动以及决策选择。党的文化中充分包含着“平等”“共富”的价值观念,始终把消除贫困、改善民生、逐步实现共同富裕视为实现社会主义的本质要求和执政的重要使命。这样的观念也深深影响着企业组织集体中的高管行为。根据高阶梯队理论,高管的背景、价值观和洞察力对企业重大决策和企业经营情况具有重大影响,而企业组织文化建设则会对企业高管的价值观产生深远影响。随着党和国家对生态文明建设越来越重视,绿色发展的观念早已深入党组织的思想文化中。绿色发展作为构建高质量现代化经济体系的必然要求,包含在党组织的思想文化建设之中,也会对高管绿色认知产生潜移默化的影响,从而进一步促使企业高管自主履行生态环保职责,将党和政府绿色环保创新的导向更多地体现在企业内部决策之中。

《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见》指出“宣传党的方针政策是非公有制企业党组织的主要职责之一。”(7)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/jrzg/2012-05/24/content_2144778.htm。因此,无论对于国有企业还是非国有企业,企业基层党组织都需要不定期地组织企业党组织成员学习党最新的重要思想和文件,开展民主生活会、批评与自我批评、“三会一课”等大量的组织活动。活动的有序开展和思想文化的培育不但有利于进一步帮助企业高管提升对党和国家政策方针的理解,还能够在开展活动的过程中不断吸引企业内部优秀的高管人员自发参与到党组织的学习交流活动中,甚至吸引他们加入党组织。通过在大量组织活动中的交流学习,企业高管的绿色认知也将进一步强化和加深,政府出台的相关绿色环保政策能被企业高管更好地学习和利用。高管绿色认知的提升会不断扩散到企业的基层员工的绿色认知上,有助于基层员工了解企业高管的绿色创新决策意图,增强全体企业员工在生态环境建设中的认同感和参与感,从而对绿色研发活动的实施产生积极影响。综合上述分析,本文提出以下研究假设:

H2:在其他条件不变的情况下,党组织参与公司治理能够通过提升企业高管绿色认知促进企业绿色创新。

(三) 强化政府资源支持

近年来,党和国家为实现经济绿色发展,出台了相关政策以推动领导干部履行自然资源管理和生态环境保护责任,引导地方政府官员树立起绿色发展的政绩观。2013年党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》,对领导干部实行自然资源资产离任审计,首次将自然资源与生态环境因素纳入对领导干部的考核体系之中,很大程度上提升了地方政府官员对推动生态环保建设的积极性。(8)来源于中华人民共和国审计署网站,https://www.audit.gov.cn/n4/n18/c4169/content.html。从社会经济发展的长期影响来看,绿色创新才是治理环境污染的根本途径。企业是造成环境污染的主体,现有研究表明当前80%的环境污染是企业在生产过程中造成的(罗党论和赖再洪,2016)[14]。同时,企业也是进行绿色创新的主力军,是推动经济绿色发展的重要力量。因此,地方政府想要实现污染治理,履行好生态环境保护的重任,推动辖区内企业大力开展绿色创新活动,积极提升企业绿色创新产出能力才是长久之计。

那么,如何做好地方政府资源的合理配置,提升资源利用效率,最大程度提升企业绿色创新产出能力?其中的关键在于解决地方政府与企业之间存在的信息不对称问题,使地方政府的资源真正投入到需要进行绿色创新活动且缺乏相关技术和资金支持的企业之中。党组织参与公司治理是缓解政企间信息不对称问题的关键方法(郑登津等,2022)[8],可以有效促进地方政府资源的优化配置。

根据信号传递理论,企业向外传递的信号是有效缓解企业与利益相关者之间信息不对称的重要途径,企业利好的信息向外扩散将带来正面的外部反应。党组织是党在企业基层工作中的战斗堡垒,能够从国家和社会集体的角度出发,发挥强有力的监管作用,促进政府绿色环保目标在企业中的贯彻落实。党组织的建设能够通过信号传递机制,引发外部利益相关者的关注,提升投资者对企业绿色发展和未来前景的预期。

从企业与地方政府沟通的角度来看,企业基层党组织作为中国共产党治国理政的神经末梢,是企业与上级党组织、地方政府之间沟通的重要桥梁。现有研究表明企业党组织不但能够与地方政府建立联系(徐细雄等,2020)[15],还可以带来地方政府有关企业绿色创新方面的最新的政策信息和战略导向(Liao等,2021)[16],能够帮助企业更好地领会政策焦点转变情况,使得企业对自身经营行为的调整可以更为有效地匹配政府政策支持的标准条件及约束要求,降低绿色创新活动所面临的政策不确定性,有效减少企业高管层对当前制度环境错误判断而导致的适应成本(严斌剑和万安泽,2020)[17]。另外,设立党组织的企业更有利于构建“亲”“清”新型政商关系,更为舒畅、便捷地获取政策资源支持。当正规制度缺失或建设不完善时,需要通过非正式制度来弥补,但非正式制度的出现往往可能会对社会经济发展带来负面影响。例如,当企业没有形成公开合理的渠道与地方政府进行交流时,企业往往需要为了获取必要的资源而不得不花费更多的时间、精力用于与政府关系的建立和维护,而这个过程会无形中增加企业进行绿色研发活动的成本,降低企业自主绿色创新的积极性,从而对企业绿色创新活动产生不利影响。企业基层党组织是企业管理层能够公开利用的政治信息渠道(何轩和马骏,2018)[18],当企业在进行绿色研发过程中遇到困难时,能够通过这一政治参与和利益表达的渠道与上级党委和政府直接对话,表达自身愿望和诉求(曹正汉,2006)[19],在此过程中企业党组织的表达也更容易被接受并得到回应。企业高管也将更有信心和意愿将更多资源投入到绿色创新活动之中。综合上述分析,本文提出以下研究假设:

H3:在其他条件不变的情况下,党组织参与公司治理能够通过吸引政府资源支持促进企业绿色创新。

三、研究设计

(一) 样本说明与数据来源

为了获得可信的因果推断,本文选取2013—2021年沪深A股上市公司作为研究样本,主要原因在于2012年党的十八大做出了“大力推进生态文明建设”的战略决策,为控制党的十八大前后政府在环境治理力度方面存在的明显差异对本文结果可能产生的影响,本文将样本区间控制在2013—2021年。同时,为保证研究结论的合理性,本文对数据进行了如下基本处理:剔除金融业、保险业、非正常交易上市公司(包括ST、* ST以及PT)和相关数据缺失的上市公司。为剔除极端值可能对本文研究结果产生的影响,本文对主要连续变量进行1%水平上的winsorize处理。经过上述处理后本文共得到22260个企业年度观测值。

本文所使用的企业相关基本信息、财务情况等数据均来自CSMAR数据库,部分缺失信息通过上市公司披露的年报进行手工补充。党组织参与公司治理数据的收集以国泰安数据库中的“董监高”个人特征数据库为基础,通过搜索上市公司主页、年报及新浪财经进行手工补充整理。企业绿色创新数据来源于CNRDS绿色专利研究数据库,该数据库包含了详细的上市公司绿色专利申请数、绿色发明专利申请数和绿色实用新型专利申请数。

(二) 模型设计与变量定义

为检验党组织参与公司治理对企业绿色创新产生的影响,本文构建如下双向固定效应模型:

Greeni,t=α0+α1Partproi,t+αnControlsi,t+∑Year+∑Firm+εi,t

(1)

其中,i表示企业,t表示年份。Green为企业绿色创新的代理变量,包括企业整体绿色创新(GreenPat)、企业实质性绿色创新(GreenInv)、企业策略性绿色创新(GreenUty),借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)[20]、王馨和王营(2021)[21]的做法,分别采用企业总体绿色专利申请数、绿色发明专利申请数、绿色实用新型专利申请数加1取对数加以衡量,以消除数据的右偏分布问题。

Partpro为企业党组织参与公司治理程度的代理变量,参考相关研究使用党组织成员与董事会成员、监事会成员和高管层成员的重叠程度衡量党组织参与公司治理的程度(马连福等,2013;陈仕华和卢昌崇,2014)[22-23],该指标数值越大说明党组织参与公司治理的影响力越大。

Controls为本文的控制变量,借鉴刘金科和肖翊阳(2022)[24]的研究,本文控制了随时间变化可能影响企业绿色创新发展水平的变量,主要包括企业规模(Size)、负债水平(Lev)、公司成长性(Growth)等,ε为残差项。此外,本文还进一步控制了企业(Firm)和年份(Year)固定效应,并在公司层面进行了聚类调整。本文主要变量的界定和具体计算方法如表1所示。

(三) 描述性统计分析

表2为本文所用主要变量的描述性统计情况,从上市公司绿色创新情况来看,GreenPat的最小值、均值、最大值分别为0、1.1120、4.4773,这表明中国上市公司的绿色创新水平存在明显的差异。从企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的均值来看,GreenInv的均值为0.7654,略高于GreenUty的均值0.7275,表明上市公司相对更倾向于进行申请绿色发明专利。从党组织参与公司治理的情况来看,Partpro的最小值为0,表明依然存在部分上市公司没有成立党组织或是企业监管层中没有党组织成员任职。Partpro的均值为0.1080,表明我国上市公司监管层中党组织成员双向进入的平均比例为0.1080,即企业董事会、监事会和高管层中有10.8%的成员同时为党组织成员。此外,从其他的控制变量的分布情况来看,控制变量存在明显的样本间差异,表现出良好的样本分布特征。

表2 描述性统计表

四、实证结果分析

(一) 基准回归结果

表3展示了控制企业和年度固定效应,并在企业层面进行聚类调整的基准回归结果。其中第(1)列为没有添加控制变量的回归结果,第(2)—(4)列为添加控制变量后的回归结果。第(1)列中Partpro的回归系数为0.2982且在5%的显著性水平下显著,第(2)列中Partpro的回归系数为0.3519且在1%的水平下正向显著。当其他条件不变的情况下,Partpro增加一个标准差(0.1632),GreenPat将提升0.0574。根据表2描述性统计所示,样本企业GreenPat均值为1.1120,可以计算分析得到,当其他条件不变的情况下,Partpro增加一个标准差(0.1632),GreenPat将提升14.68%(0.1632/1.1120),表明党组织参与公司治理确实明显提升了企业绿色创新。

表3 基准回归分析结果

区分企业实质性绿色创新和策略性绿色创新,表3第(4)列展示了被解释变量为企业策略性绿色创新的回归结果,发现Partpro的回归系数正向显著,表明党组织参与公司治理明显提升了企业策略性绿色创新。表3第(3)列展示了被解释变量为实质性绿色创新的回归结果,发现Partpro的回归系数在1%的水平下正向显著,表明党组织参与到公司治理过程中有利于提升企业实质性绿色创新水平,党组织参与对企业绿色创新的影响并不仅仅体现在绿色专利数量上,还体现在企业绿色创新专利的质量中,有助于企业实现绿色创新的“量质齐升”。这也从侧面反映出党组织参与到公司治理的过程中能够提升企业进行主动绿色创新的意愿,促使企业进行更有价值、质量更高的实质性创新,而非仅因为相关任务安排所进行的绿色创新活动。综上所述,本文的基本研究假设H1得到了有效证明。

(二) 内生性与稳健性检验

1.双重差分模型。2019年中共中央印发了《中国共产党国有企业基层组织工作条例(试行)》(以下简称《条例》),提出坚持加强党的领导和完善公司治理相统一,把党的领导融入公司治理各环节。(9)来源于中华人民共和国中央人民政府网站,https://www.gov.cn/zhengce/2020-01/05/content_5466687.htm。《条例》为党组织参与国有企业治理提供了可靠的制度基础和保障,也为本文提供了良好的准自然实验环境。据此,本文构造双重差分模型检验党组织参与公司治理对企业绿色创新产生的影响,具体回归模型如式(2)所示。

Greeni,t=α0+α1Post×Treat+αnControlsi,t+∑Year+∑Firm+εi,t

(2)

其中Post为政策实施虚拟变量,政策实施以前赋值为0,政策实施当年(2019年)及以后年份设置为1。Treat为政策实施对象虚拟变量,由于《条例》仅针对国有企业实施,本文将国有企业设置为实验组并赋值为1,非国有企业设置为对照组并赋值为0。Controls为控制变量,Firm和Year为企业和年度固定效应。

表4第(1)列展示了双重差分模型的回归结果,可以看出Post×Treat的回归系数为0.1805,在1%的水平下正向显著,显示政策实施后国有企业绿色专利申请数量得到了有效提升,其平均提升幅度为18.05%。这表明《条例》实施后党组织参与到国有企业公司治理的制度安排,提升了党组织参与公司治理的深度和广度,企业绿色创新水平大幅度提升。

表4 稳健性检验1

2.平行趋势检验。为进一步检验双重差分模型的使用是否满足平行趋势假定,借鉴Amore和Minicilli(2018)[25]的研究思路,本文在模型(2)的基础上加入一系列政策时点虚拟变量来构建动态双重差分模型。其中,将Before设置为国有企业在《条例》实施时点以前的政策实施效果代理变量,第i年取值为1,否则取值为0。将After设置为在《条例》实施时点以后的政策实施效果代理变量,其中第j年取值为1,否则取值为0。Current设置为《条例》实施当期政策实施效果代理变量,国有企业在受到政策实施影响的当期取值为1,否则为0。

图1平行趋势检验的结果显示,在《条例》实施之前,国有企业和非国有企业在绿色创新水平上不存在明显的差异,符合平行趋势假定,满足使用双重差分模型的前提假设。而在《条例》实施以后国有企业加大了党组织参与公司治理的力度,坚持党建工作与生产经营深度融合,企业绿色创新水平得到了明显提升,并且这种积极的绿色治理效果具有明显的持续性。

图1 平行趋势检验

3.安慰剂检验。为进一步降低其他随机性因素可能对双重差分模型结果产生的影响,本文采用随机抽样安慰剂检验的方法进行验证。参考Ferrara等(2012)[26]的研究方法,通过随机抽样500次构建“伪政策虚拟变量”,重新对模型(2)进行回归分析,并观察新生成的伪政策虚拟变量的系数和p值的分布。根据图2的安慰剂检验的结果可知,Post×Treat真实的回归系数为0.1805,在新生成回归系数的分布区间之外。根据表5随机置换安慰剂检验描述性统计可知,随机生成的Post×Treat变量大部分p值高于0.05,在5%的显著性水平下不显著,系数值也均分布在0附近,双重差分模型的回归结果得到了证明,本文基准回归结果也得到了有效验证。

图2 安慰剂检验

表5 随机置换安慰剂检验描述性统计

4.倾向得分匹配(PSM)。由于党组织参与公司治理可能并不是一个随机选择的结果,为了剔除样本自选择问题对本文基准回归结果可能产生的影响,本文根据有无党组织成员进入企业董事会、监事会及高管层的情况,将企业样本划分为处理组和对照组,并用基准回归模型中全部的控制变量作为特征变量分别进行1∶1近邻匹配、半径匹配、核匹配。表4第(2)—(4)列中Partpro的回归系数至少在5%的显著性水平下正向显著。由此可知,样本自选择问题并不会对本文的基准回归结果产生明显影响。

5.替换被解释变量。考虑到绿色创新水平的衡量差异可能会对本文的基准回归结果产生影响,因此,本文参考李青原和肖泽华(2020)[27]以及齐绍洲等(2018)[28]的相关研究,将企业绿色创新的代理变量分别替换为当年企业绿色专利授权数量并进行加1对数化处理(GreenPat_acq)以及当年企业绿色专利申请数量占全部申请专利数量的比重(GreenPat_ratio)。表6第(1)—(2)列展示了相关回归结果,Partpro的回归系数分别为0.2433和0.0223,且均至少在5%的显著性水平下正向显著,表明被解释变量衡量方式的改变不会对本文回归结果产生明显影响。

表6 稳健性检验2

6.替换解释变量。现有部分文献考察党组织参与公司治理的程度时采用是否存在“交叉任职”情况进行衡量(佟岩等,2021)[29],即党委书记或者党委副书记兼任董事长、监事会主席或是总经理,则取值为1,否则为0。基于此,本文构造了“交叉任职”(Parttwo)的代理变量并进行检验,表6第(3)列的回归结果显示,Parttwo的回归系数在1%的水平下正向显著,表明替换解释变量的衡量方式未对本文的基准回归结果产生明显影响。

五、机制检验

通过本文理论分析部分的阐述,党组织参与公司治理对企业绿色创新的促进效应可以通过提升企业高管绿色认知以及吸引政府资源支持的方式实现。为检验上述两条路径,本文参考温忠麟和叶宝娟(2014)[30]的方法构建中介效应模型进行实证检验。具体模型设计如下:

Medi,t=α0+α1Partproi,t+αnControlsi,t+∑Year+∑Firm+εi,t

(3)

Greenpati,t=α0+α1Partproi,t+α2Medi,t+αnControlsi,t+∑Year+∑Firm+εi,t

(4)

其中,i表示企业,t表示年份。此外,Controls为控制变量与模型(1)一致,Year和Firm分别为年度和企业固定效应。在模型(1)中α1显著的前提下,使用模型(3)检验党组织参与公司治理程度(Partpro)对中介变量(Med)的影响。如果系数α1显著,则同时在模型(4)中加入党组织参与公司治理程度(Partpro)和中介变量(Med)对企业绿色创新(GreenPat)进行回归。若模型(4)中α1不显著但α2显著,则表明党组织参与公司治理对企业绿色创新的影响完全通过该中介变量进行表达,如果α1和α2的系数均显著,则表明党组织参与公司治理对企业绿色创新的影响能够通过该中介变量进行表达,且表现为部分中介效应的效果。

(一) 高管绿色认知提升

由于企业绿色创新活动具有风险高、资金投入量大等特点,企业自发进行绿色创新意愿低下的问题一直没有得到很好的解决。为检验党组织参与公司治理是否能够通过提升企业高管绿色认知从而提升企业绿色创新,借鉴Duriau等(2007)[31]运用文本分析对高管认知程度的衡量方法,将高管绿色认知划分为绿色竞争优势认知、社会责任意识和外部压力感知等。其中,绿色竞争优势认知是企业高管对采用绿色发展策略可以带来竞争优势的认知,社会责任意识是高管对资源节约和环境保护方面积极承担社会责任的认知,外部压力感知是高管对市场的绿色消费偏好以及对政府环境规制政策的认识。本文据此构建相关词库,并计算词库中词语在上市公司年报中出现的频次,以此测定高管绿色认知(Green_con)。将Green_con分别代入模型(3)和模型(4)的中介变量Med中,具体回归结果如表7所示。第(2)列回归结果显示,Partpro在1%的显著性水平下正向显著,表明党组织参与公司治理能够有效提升企业高管对企业绿色环保的认知水平。第(3)列回归结果显示,Green_con的回归系数在1%的显著性水平下正向显著,且Partpro的回归系数依然显著为正,表明高管绿色认知在党组织参与公司治理对促进企业绿色创新水平提升的过程中起到了部分中介效应的作用,即党组织参与公司治理能够通过提升企业高管绿色认知的方式提升企业绿色创新,本文假设H2得到了有效验证。

表7 高管绿色认知提升机制分析

(二) 强化政府资源支持

根据前文理论分析所述,党组织参与公司治理不但能够向外部传递良好的社会责任履行信号,还能够加强与地方政府之间的沟通交流,使上级地方政府党组织能够充分了解企业在绿色创新活动中面临的困难和需求,能够有针对性地为企业提供政策支持和资源帮扶。基于此,本文分别构建政府环保补助(Green_sub)和绿色政府采购(Green_pro)两个变量来考察政府对企业的资源支持。首先,参考吴伟伟和张天一(2021)[32]的相关研究,通过构建环境保护相关关键词词库,并将其与企业年度财务报表附注中“营业外收入”科目中的“政府补助明细”中的政府补助条目进行关键词匹配。匹配成功的政府补助条目计为政府环保补助,并将企业获取政府环保补助的金额进行企业—年度层面归集,以构建政府环保补助(Green_sub)的代理变量。将Green_sub分别代入模型(3)和模型(4)的中介变量Med中进行回归分析,结果如表8所示。其中,第(2)列中,党组织参与公司治理程度的代理变量Partpro的回归系数在5%的显著性水平下正向显著,表明党组织参与公司治理能够通过信号传导机制和加强沟通交流的方式帮助企业获取政府环保补助。第(3)列中Green_sub的回归系数在1%的水平下显著正相关,说明随着企业获取环保补助金额的不断增长,企业绿色创新水平也在不断提升,且Partpro的回归系数依然在1%的水平下正向显著。由此可知,党组织参与公司治理能够通过提升企业获取的政府环保补助金额来缓解企业在绿色创新中面临的困境,提升企业绿色创新水平,政府环保补助在其中起到了部分中介的作用。

表8 强化地方政府资源支持机制分析

其次,本文参考武威(2022)[33]的衡量方式,通过爬虫和手工整理相结合的方法收集政府采购网公布的政府采购订单数据,通过构建环保词库与合同标的名称进行匹配,匹配成功的即为绿色政府采购订单,并将订单金额归集为企业—年度层面,据此构建绿色政府采购变量(Green_pro)。由于政府采购网公布政府采购订单数据的初始时间为2015年,因此本文采用2015—2021年的绿色政府采购数据进行检验,将Green_pro分别代入模型(3)和模型(4)的中介变量Med中进行回归分析,结果如表8所示。其中,第(5)列Partpro的回归系数正向显著,说明党组织参与公司治理程度越深,企业获取绿色政府采购订单金额越高。第(6)列Green_pro的回归系数在1%显著性水平下正向显著,说明绿色政府采购能够充分发挥自身需求引领的政策特性,激励企业进行绿色创新活动、生产绿色创新产品,且Partpro的回归系数为0.2079,依然在1%的水平下正向显著,说明绿色政府采购在党组织参与发挥治理效果的过程中起到了部分中介的作用。上述检验表明党组织参与公司治理程度越深,企业获取绿色政府采购订单金额越高,越能够充分发挥政府采购的需求引领和供需互动作用,从而激励和引导企业进行绿色研发活动,以提升企业绿色创新水平。

综上所述,党组织参与公司治理能够通过正向信号传递和加强与上级党组织沟通交流的方式,获取更多政府资源支持以提升企业绿色创新,本文假设H3得到了有效验证。

六、进一步分析

(一) 地方政府自身建设

根据前文理论分析部分所述,推动经济绿色发展,促进企业绿色创新水平提升,不但需要企业内部治理机制的改革,也同样需要地方政府的扶持。据此,本文从地方政府自身建设和地方金融政策支持两个方面对党组织发挥绿色治理效果的差异进行分析讨论。

在地方政府建设方面,本文重点关注地方政府环保注意力以及地方政府财政透明度两个方面。首先从地方政府环保注意力来看,地方政府对绿色环保重要性的认识程度是调配地方资源的重要基础。现有度量政府注意力的常用方法主要是采用文本分析法对地方政府工作报告进行关键词检索并整理(赵海峰和张颖,2023)[34]。据此,本文借鉴上述方法衡量地方政府环保注意力(Envir_att)。具体而言,通过对全国各地级市政府工作报告中生态环境相关的关键词进行统计,分别从环境保护、环境污染、能源消耗、协同发展与环境共治等几个维度分析相关词汇并进行汇总,汇总后计算绿色环保的相关词频与总词频的比值,该数值越大,表明地方政府环保注意力程度越高。本文采用Envir_att与Partpro交乘的方法考察地方政府环保注意力对党组织参与公司治理的影响效果。表9第(1)列的回归结果显示,Envir_att×Partpro的回归系数在1%的显著性水平下正向显著,表明地方政府对绿色环保重要性的认识程度越深,越能够对党组织参与所发挥的绿色治理效果产生更积极的影响。

表9 地方政府自身建设与金融政策支持差异分析

财政透明度的提升能够缓解政府和市场之间的信息不对称,可以有效强化社会公众对政府的外部监督效应,促使政府合理利用财政资金,将政府资源落到实处。党组织参与公司治理能够通过信号传递效应和加强与上级党组织沟通的方式吸引地方政府资源向需要进行绿色创新的企业倾斜。因此,地方财政资金的使用效率也可能会是影响党组织参与发挥应有治理效果的重要因素。本文以清华大学公共经济、金融与治理研究中心课题组每年定期发布的中国市级政府财政透明度(MKT)为衡量方式,考察财政透明度对党组织参与公司治理产生的差异性影响。具体而言,将财政透明度的代理变量MKT与党组织参与公司治理程度的代理变量Partpro进行交乘,考察交乘项MKT×Partpro的回归系数是否显著。表9第(2)列的回归结果显示,MKT×Partpro的回归系数为0.0054,在5%的显著性水平下正向显著,这表明财政透明度的提升显著增强了党组织参与所发挥的绿色治理效果。

(二) 绿色金融政策支持

绿色金融政策能够通过从供给侧优化金融资源配置助力企业进行绿色创新,本文进一步考察外部绿色金融政策支持是否能与企业内部党组织参与形成协同绿色治理效果。在政府金融政策工具支持方面,本文聚焦绿色信贷和绿色基金对党组织绿色治理效果的影响。参考沈能和刘凤朝(2012)[35]的方法,通过手工收集全国及各省市的统计年鉴进行整理,绿色信贷(Envir_cre)采用“环保相关项目信贷额/信贷总额”进行衡量,绿色基金(Envir_fund)采用“绿色基金总市值/所有基金总市值”进行衡量。将党组织参与公司治理程度的代理变量Partpro分别与绿色信贷(Envir_cre)和绿色基金(Envir_fund)进行交乘。表9第(3)列中Envir_cre×Partpro的回归系数为3.8406,在1%的显著性水平下显著,第(4)列中Envir_fund×Partpro的系数为5.4252,在5%的显著性水平下显著,表明无论是绿色信贷政策还是绿色基金政策,都对党组织参与的绿色治理效应产生了积极影响。因此,党组织参与公司内部治理机制的改革,不会对外部绿色资源进入产生挤出效果,而会提升企业内部管理层对绿色创新重要性的认识,吸引外部绿色资源进入,从而形成协同绿色治理效果。

(三) 企业环境目标和经济目标

企业绿色创新活动的双重外部性特点致使企业自主创新意愿不强,为此中国出台了多种环境规制手段促使和激励企业进行绿色创新,如使用环保处罚等手段内化环境外部性成本,促使企业履行绿色创新职能(李青原和肖泽华,2020)[27]。然而,该类政策工具主要依赖于政府的强制性行政干预,具有较高的监管成本,且企业可以通过购置污染减排设施以求在短期内降低自身污染成本。因此,采用环保处罚等强制性干预手段,不但可能会对企业高质量绿色创新产生挤出效果(López-Gamero等,2010)[36],还可能会阻碍企业经济绩效的提升(姚林如等,2017)[37]。企业绿色创新的最终社会目标是提升资源利用效率、减少污染物排放、增强可持续发展能力、促进产业绿色转型,最终实现经济绿色发展。因此,在关注党组织参与公司治理对企业绿色创新水平提升效果的同时,还需要进一步验证党组织参与公司治理是否有利于企业经济和环境目标的实现。

本文分别考察党组织参与公司治理对企业经济绩效和企业碳排放情况产生的影响。参考程磊和郑前宏(2023)[38]的研究,采用总资产利润率(ROA)衡量企业经济绩效。表10第(1)列回归结果显示,Partpro的回归系数在1%的显著性水平下正向显著,表明党组织参与不但能够提升企业绿色创新水平,还对企业经济绩效产生了提升效果。考察党组织参与公司治理的环保效应时,参考王浩等(2022)[39]的相关研究,从上市公司年报、上市公司ESG报告、相关环境监管部门网站和上市公司网站手工收集企业碳排放情况的相关数据,使用国家发展和改革委员会发布的碳排放核算方法,计算得到企业碳排放的具体数值,再运用“上市公司碳排放(吨)与企业营业收入(万元)比值”来构造企业碳排放(Carbon)的代理变量。表10第(2)列显示,Partpro的系数在5%的显著性水平下负向显著,表明党组织参与公司治理在提升企业绿色创新能力的同时,实现了企业节能减排目标,为实现企业绿色转型、促进经济绿色发展提供了重要助力。上述研究结果从侧面论证了党组织参与公司治理可以通过提升企业自主绿色创新意识,促进企业积极研发,产出能够实际减少生产污染的高质量绿色创新成果,而非仅为了完成企业绿色创新指标而进行的“表面”创新。

表10 企业环境目标和经济目标实现分析

七、结论与启示

随着中国经济发展进入新的增长阶段,推动经济社会发展绿色化、低碳化开始成为实现高质量发展的关键环节,大量研究围绕如何促使企业绿色发展展开讨论。然而,现有文献大多重点关注运用环境规制手段或财政税收政策对企业进行成本补偿,对企业内部治理因素考虑不足。应该说,从企业内部治理的角度分析如何增强企业自主绿色创新意识,才是促进企业绿色发展,进一步实现经济发展方式绿色转型的长久之策。基于此,本文聚焦中国特色的公司治理机制,考察党组织参与公司治理是否能引导企业进行绿色创新,承担起环境保护和绿色发展的责任。

本文以2013—2021年A股上市公司为研究样本,实证检验了党组织参与公司治理对企业绿色创新产生的影响,并进一步考察了党组织参与公司治理对企业绿色创新的作用机理。研究发现,党组织参与公司治理能够显著提升企业绿色创新水平,并且这种积极提升效果在高质量的实质性绿色创新和策略性绿色创新中均有明显体现。深入挖掘党组织参与公司治理的作用机理,发现党组织参与公司治理能够通过培育思想文化和开展组织活动提升企业高管绿色认知,以及通过信号效应和加强政企沟通吸引政府资源投入两条路径提升企业绿色创新。考察党组织参与公司治理在地方政府层面的制约因素,发现党组织参与公司治理与地方政府的制度建设可以分别从企业内外部发力,形成良好的协同治理效果,即地方政府环保意识越强、财政透明度越高、绿色信贷和绿色基金政策支持力度越大,党组织参与公司治理对企业绿色创新的提升效果就越明显。最后,本文还考察了党组织参与公司治理是否能够实现企业绿色创新的最终目标,发现党组织参与公司治理不但减少了企业碳排放,还促进了企业经济效益的提升,有助于实现企业经济发展和环境保护的双重目标。

基于上述研究结论,本文得出如下实践启示:

首先,促进经济绿色发展和企业绿色转型不能仅依靠企业外部政策手段,通过对企业内部治理机制的合理设计,才是激发企业自主绿色创新动力,实现企业绿色转型的长久之策。充分发挥党组织在企业内部思想文化建设中的引导作用,才能实现企业经济发展目标与社会发展目标的统一。因此,相关部门应进一步优化党组织参与公司治理的顶层设计,完善党组织参与公司治理的制度安排,充分利用中国特色公司治理体系的制度优势,将党组织的先进思想嵌入企业文化之中,将制度优势转化为企业绿色发展的充足动力。

其次,对企业而言,由于绿色创新活动研发风险大,需要大量资金支持,在研发过程中常常遇到技术难题及资金不足等各种情况。因此,企业基层党组织需要进一步加强与上级政府党组织的沟通交流,切实反映企业在进行绿色研发活动中的困难和需求。地方政府也应适时引导企业开展党员学习和交流活动,并且应该积极参与到企业的党建活动中,在活动中充分认识和了解企业绿色发展过程中遇到的困难,适当地给予技术支持或相关政策帮扶。

最后,地方政府资源差异也是制约党组织发挥内部治理作用的重要影响因素。因此,要充分发挥党组织参与公司治理的制度优势,地方政府仍需完善自身建设。其一,地方政府应进一步加深对生态环境文明建设的认识,提高对环境保护的重视程度,做好地方政府资源投入。其二,地方政府应进一步提高财政透明度,充分发挥广大群众的外部监督功能,将支持企业绿色创新的专项资金落到实处。其三,地方政府应进一步加强对企业的金融政策支持力度,应因企制宜,针对不同发展阶段的企业运用相应的金融政策支持手段,提升政府资源利用效率,使得党组织参与公司治理与政府金融政策支持形成协同效果。