黨組織參與公司治理與企業綠色創新

王競達,曹 暢

(首都經濟貿易大學 財政稅務學院,北京 100070)

一、引 言

改革開放以來,中國在經濟建設方面取得一系列重大成就。1978—2022年中國國內生產總值(GDP)平均年增速高達9.1%,(1)來源于中華人民共和國國家發展和改革委員會網站,https://www.ndrc.gov.cn/wsdwhfz/202308/t20230814_1359812.html。創造了舉世矚目的“經濟增長奇跡”。然而,傳統發展模式導致中國資源短缺和環境污染問題日益顯現,逐漸成為制約中國經濟發展的重要因素。如何在要素瓶頸約束下追求綠色和質量內涵式發展,綠色創新成為中國經濟增長方式轉型的關鍵所在。企業作為綠色創新的重要主體,其行動具有經濟和環保的雙重目標。企業綠色創新活動具有研發周期長、失敗風險高和資金供給不足等特點,導致企業自主進行綠色創新的意愿并不強烈。從企業外部的影響來看,政府通過財政補貼和稅收優惠等方式對企業綠色創新活動進行事前或事后的成本補償,往往會對企業自身綠色創新投入產生擠出效果。而采用強制性的環境規制手段,會額外增加企業的生產經營成本(解學梅和韓宇航,2022)[1]以及政府的監管成本。從企業內部來看,公司治理模式是組織支撐和頂層決策的重要因素,是企業自發進行組織活動的重要根據。因此,從企業內部治理機制的角度出發,思考如何提升企業綠色創新意愿,促使企業自主進行綠色創新活動以及提升企業綠色創新水平,對實現中國經濟增長方式轉型有著重要意義。

現有關于公司治理機制改革對企業綠色創新的影響研究主要集中在董監高責任險(李筱樂等,2023)[2]和混合所有制改革(袁歌騁和李娟娟,2023)[3]等方面,鮮有文獻考察黨組織參與公司治理這一中國特色公司治理制度對企業綠色創新活動產生的影響。2019年中共中央印發的《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》提出國有企業要“把黨的領導融入公司治理各環節”。(2)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/zhengce/2020-01/05/content_5466687.htm。遵照中共中央辦公廳發布的《關于加強和改進非公有制企業黨的建設工作的意見》,民營企業也紛紛響應號召,將黨組織設立作為提升公司治理水平的重要改革舉措?？梢娖髽I黨組織作為聯通企業微觀行為與政府宏觀目標的重要紐帶,對企業微觀治理層面產生的重大影響不言而喻。從現實情況來看,黨組織參與到公司治理的各個方面,也早已成為一種普遍的政治經濟現象(鄭登津等,2020)[4]。聚焦黨組織對綠色環保的制度安排,早在黨的十八大通過的黨章修正案中,就明確提出“中國共產黨領導人民建設社會主義生態文明”。(3)來源于中國人大網,http://www.npc.gov.cn/zgrdw/npc/xinzhuanti/xxgcsbjszqhjs/2012-11/15/content_1814684.htm。十九大修訂的黨章更是提出“增強綠水青山就是金山銀山的意識,堅持節約資源和保護環境的基本國策”。(4)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/zhuanti/2017-10/24/content_5234152.htm。

基于此,本文從微觀企業層面驗證黨組織參與公司治理是否能夠發揮相應引領作用,促進企業自發進行綠色創新活動,提升企業綠色創新能力。更進一步地,考察黨組織參與治理這一具有中國特色的公司治理模式是否能夠在提升企業綠色創新的同時,盡量避免對企業經濟效益產生負面影響,最終同步實現企業的綠色環保目標和經濟增長目標。

本文的研究貢獻在于:第一,現有研究大多從外部環境規制手段或財稅金融政策角度考察企業外部因素對企業內部綠色創新行為的影響,鮮有文獻從企業內部治理體系的視角進行分析,且從中國特色的公司治理體系中黨組織參與治理的角度考察企業綠色創新的研究更為稀少。企業綠色創新活動風險高且具有雙重外部性,導致企業自主綠色創新意愿往往較低,且企業外部監管和引導手段難以實現對企業綠色創新的長久激勵。因此,本文從中國特色公司治理體系的角度出發,考察黨組織參與公司治理是否能夠提升企業自主綠色創新意愿、提升企業綠色能力,對解決現有企業自主創新意識不足問題、減少政府引導和監管成本有著重要參考價值。第二,關于黨組織參與公司治理的內部作用機制考察,現有大量文獻檢驗了黨組織參與公司治理對企業融資約束的緩解效果(黃建燁等,2023)[5],但對于緩解企業融資約束具體方式的研究較為缺乏。本文在深入分析黨組織參與公司治理的功能特征的基礎上,從企業黨組織與上級地方政府黨組織溝通交流的角度分析,思考企業黨組織參與對地方政府資源的吸引效果,在政府支持層面對黨組織緩解企業融資約束的具體路徑提供了較為細致的理論解釋。第三,本文從地方政府自身建設和綠色金融支持力度雙重視角,考察地方資源差異對黨組織參與的綠色治理效果產生的影響,思考如何將地方資源與企業內部黨組織參與治理有機結合,發揮出“1+1>2”的綠色協同治理效果,為如何充分發揮中國特色的公司治理制度優勢提供了經驗證據。

二、理論分析與研究假設

(一) 黨組織參與公司治理與企業綠色創新

企業行為會受到外部環境變化和內在激勵的共同作用(陳東和邢霂,2020)[6],而外部環境規制手段在實施過程中往往容易存在“一刀切”的問題,難以全面考慮到企業面臨的實際情況和困難,且在實際操作過程中往往面臨較高的監管成本。對企業而言,外部強制性環境規制手段導致企業在綠色創新活動上的自主選擇權不高。而企業綠色創新研發風險大、所需投入高且具有雙重外部性,想要提升企業綠色創新效率,關鍵在于提升企業自主綠色創新意愿。從企業內在激勵來看,符合中國現階段國情的公司內部治理機制的設計才是實現企業內在激勵,進一步提升企業自主創新意愿的長久之策。在中國特色的政治和經濟制度背景下,企業黨組織參與治理是保障政府政策目標落實到企業微觀經濟行為的重要路徑,現有文獻表明企業黨組織能夠充分發揮應有政治引領作用(祝麗敏等,2023)[7],促進企業內部提高對綠色環保的認識水平,從而對企業綠色創新行為產生影響。

具體而言,黨組織參與公司治理有助于將黨的執政理念和堅持全心全意為人民服務的根本宗旨融入企業的經營目標中,引導企業將主要以經濟目標為導向的價值觀念轉變為經濟目標與環境保護目標相統一的價值觀念?！吨袊伯a黨章程》中的總綱部分就明確指出“中國共產黨是中國人民和中華民族的先鋒隊……代表中國最廣大人民的根本利益”。(5)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/xinwen/2022-10/26/content_5721797.htm。從企業基層員工的角度來看,企業內部的黨組織成員受到黨內文化思想的影響,也會向企業內其他非黨組織成員傳遞優秀的思想和價值觀念,促使企業整體形成以人民為中心的價值觀念和為實現共產主義而奮斗的理想信念?，F有研究表明,基層黨組織建設能夠不斷將黨的優秀文化和思想匯入企業文化之中(鄭登津等,2022)[8],有利于在企業中培育出良好的思想氛圍,進而形成無形的非正式制度嵌入效果,最終引導企業在關注自身經濟目標實現的同時,同樣關注黨和國家的重要戰略部署和政策方針的貫徹和落實。習近平總書記在黨的二十大報告中提出“大力推進生態文明建設”“綠水青山就是金山銀山的理念……全過程加強生態環境保護,生態文明制度體系更加健全”“加快發展方式綠色轉型。推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節……加快節能降碳先進技術研發和推廣應用,倡導綠色消費,推動形成綠色低碳的生產方式和生活方式”。(6)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/xinwen/2022-10/25/content_5721685.htm。這深刻表明了黨和國家對發展綠色轉型和進行綠色技術研發的重視程度不斷加深。企業黨組織作為貫徹黨和國家重要戰略目標的微觀主體,應該將黨的最新的綠色環保思想根植于企業內部文化之中,加強企業內部管理者和基層員工對綠色轉型的認識,為實現綠色發展目標做出貢獻。

進一步地,從黨組織參與企業監督決策行為的具體路徑來看,企業黨組織成員能夠根據相關制度安排通過進入董事會、監事會、高管層任職,即“雙向進入、交叉任職”的方式參與到企業的各項決議之中,以促使企業綠色創新項目決策達成。在企業治理體系中,企業黨組織成員身份具有雙重屬性,包括作為政治責任人的黨員身份屬性和作為市場主體的企業家身份屬性(付景濤等,2022)[9]。黨組織成員的企業家身份屬性要求以企業價值最大化為目標,并在此根本目標的引導下實現資源的最優配置。而黨員身份屬性則在此基礎之上提出了更高的要求,不僅要實現企業價值最大化的經濟目標,還需要堅持貫徹執行黨的政策方針和績效規范,并不斷約束企業與黨組織績效規范相違背的行為(鄭登津和謝德仁,2019)[10]。為實現我國高質量發展,具有雙重身份的企業黨組織成員,也應參照黨根據社會特定現實需要制定的更為具體的戰略指引,推動國家宏觀戰略目標落實到企業綠色創新活動之中。董事會作為現代公司制體系的核心,是企業最為重要的決策部門(柳學信等,2020)[11]。黨組織成員能夠通過進入企業的董事會、監事會、高管層的方式,在董事會會議的決策過程中發揮重要作用。企業董事會會議的決策機制為一人一票制,當參與決議的董事過半數通過時,企業決議才能夠獲得通過。在董事會對企業綠色創新活動進行決策分析時,具有雙重身份的黨組織成員在考慮企業經濟效益的同時,還需兼顧企業需要承擔的社會責任,包括綠色轉型的國家重要戰略指引。因此,黨組織成員在進行決策投票時,必然會對推動社會綠色轉型有著重大意義的企業綠色創新活動決策重點關注。此外,在企業監事會和高管層任職的黨組織成員也可以通過對董事會決議提出質詢和建議的方式,積極促進企業綠色創新決策項目的達成。綜合上述分析,本文提出以下研究假設:

H1:在其他條件不變的情況下,黨組織參與公司治理能夠顯著促進企業綠色創新。

(二) 高管綠色認知提升

現有研究表明黨組織通過“雙向進入、交叉任職”的方式參與到公司治理之中,能夠對企業建立積極的企業文化產生良好影響,如塑造利他性企業組織文化、促使黨為人民服務的宗旨和使命與企業文化相結合,不但有效幫助企業塑造了積極向上的價值觀,還為企業發展提供思想保證和智力支持(王夢凱等,2022;李寧和楊蕙馨,2005)[12-13]。企業文化通過向特定主體持續地輸出價值觀,會潛移默化地影響個體認知、相互間的互動以及決策選擇。黨的文化中充分包含著“平等”“共富”的價值觀念,始終把消除貧困、改善民生、逐步實現共同富裕視為實現社會主義的本質要求和執政的重要使命。這樣的觀念也深深影響著企業組織集體中的高管行為。根據高階梯隊理論,高管的背景、價值觀和洞察力對企業重大決策和企業經營情況具有重大影響,而企業組織文化建設則會對企業高管的價值觀產生深遠影響。隨著黨和國家對生態文明建設越來越重視,綠色發展的觀念早已深入黨組織的思想文化中。綠色發展作為構建高質量現代化經濟體系的必然要求,包含在黨組織的思想文化建設之中,也會對高管綠色認知產生潛移默化的影響,從而進一步促使企業高管自主履行生態環保職責,將黨和政府綠色環保創新的導向更多地體現在企業內部決策之中。

《關于加強和改進非公有制企業黨的建設工作的意見》指出“宣傳黨的方針政策是非公有制企業黨組織的主要職責之一?！?7)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/jrzg/2012-05/24/content_2144778.htm。因此,無論對于國有企業還是非國有企業,企業基層黨組織都需要不定期地組織企業黨組織成員學習黨最新的重要思想和文件,開展民主生活會、批評與自我批評、“三會一課”等大量的組織活動?；顒拥挠行蜷_展和思想文化的培育不但有利于進一步幫助企業高管提升對黨和國家政策方針的理解,還能夠在開展活動的過程中不斷吸引企業內部優秀的高管人員自發參與到黨組織的學習交流活動中,甚至吸引他們加入黨組織。通過在大量組織活動中的交流學習,企業高管的綠色認知也將進一步強化和加深,政府出臺的相關綠色環保政策能被企業高管更好地學習和利用。高管綠色認知的提升會不斷擴散到企業的基層員工的綠色認知上,有助于基層員工了解企業高管的綠色創新決策意圖,增強全體企業員工在生態環境建設中的認同感和參與感,從而對綠色研發活動的實施產生積極影響。綜合上述分析,本文提出以下研究假設:

H2:在其他條件不變的情況下,黨組織參與公司治理能夠通過提升企業高管綠色認知促進企業綠色創新。

(三) 強化政府資源支持

近年來,黨和國家為實現經濟綠色發展,出臺了相關政策以推動領導干部履行自然資源管理和生態環境保護責任,引導地方政府官員樹立起綠色發展的政績觀。2013年黨的十八屆三中全會通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》,對領導干部實行自然資源資產離任審計,首次將自然資源與生態環境因素納入對領導干部的考核體系之中,很大程度上提升了地方政府官員對推動生態環保建設的積極性。(8)來源于中華人民共和國審計署網站,https://www.audit.gov.cn/n4/n18/c4169/content.html。從社會經濟發展的長期影響來看,綠色創新才是治理環境污染的根本途徑。企業是造成環境污染的主體,現有研究表明當前80%的環境污染是企業在生產過程中造成的(羅黨論和賴再洪,2016)[14]。同時,企業也是進行綠色創新的主力軍,是推動經濟綠色發展的重要力量。因此,地方政府想要實現污染治理,履行好生態環境保護的重任,推動轄區內企業大力開展綠色創新活動,積極提升企業綠色創新產出能力才是長久之計。

那么,如何做好地方政府資源的合理配置,提升資源利用效率,最大程度提升企業綠色創新產出能力?其中的關鍵在于解決地方政府與企業之間存在的信息不對稱問題,使地方政府的資源真正投入到需要進行綠色創新活動且缺乏相關技術和資金支持的企業之中。黨組織參與公司治理是緩解政企間信息不對稱問題的關鍵方法(鄭登津等,2022)[8],可以有效促進地方政府資源的優化配置。

根據信號傳遞理論,企業向外傳遞的信號是有效緩解企業與利益相關者之間信息不對稱的重要途徑,企業利好的信息向外擴散將帶來正面的外部反應。黨組織是黨在企業基層工作中的戰斗堡壘,能夠從國家和社會集體的角度出發,發揮強有力的監管作用,促進政府綠色環保目標在企業中的貫徹落實。黨組織的建設能夠通過信號傳遞機制,引發外部利益相關者的關注,提升投資者對企業綠色發展和未來前景的預期。

從企業與地方政府溝通的角度來看,企業基層黨組織作為中國共產黨治國理政的神經末梢,是企業與上級黨組織、地方政府之間溝通的重要橋梁?，F有研究表明企業黨組織不但能夠與地方政府建立聯系(徐細雄等,2020)[15],還可以帶來地方政府有關企業綠色創新方面的最新的政策信息和戰略導向(Liao等,2021)[16],能夠幫助企業更好地領會政策焦點轉變情況,使得企業對自身經營行為的調整可以更為有效地匹配政府政策支持的標準條件及約束要求,降低綠色創新活動所面臨的政策不確定性,有效減少企業高管層對當前制度環境錯誤判斷而導致的適應成本(嚴斌劍和萬安澤,2020)[17]。另外,設立黨組織的企業更有利于構建“親”“清”新型政商關系,更為舒暢、便捷地獲取政策資源支持。當正規制度缺失或建設不完善時,需要通過非正式制度來彌補,但非正式制度的出現往往可能會對社會經濟發展帶來負面影響。例如,當企業沒有形成公開合理的渠道與地方政府進行交流時,企業往往需要為了獲取必要的資源而不得不花費更多的時間、精力用于與政府關系的建立和維護,而這個過程會無形中增加企業進行綠色研發活動的成本,降低企業自主綠色創新的積極性,從而對企業綠色創新活動產生不利影響。企業基層黨組織是企業管理層能夠公開利用的政治信息渠道(何軒和馬駿,2018)[18],當企業在進行綠色研發過程中遇到困難時,能夠通過這一政治參與和利益表達的渠道與上級黨委和政府直接對話,表達自身愿望和訴求(曹正漢,2006)[19],在此過程中企業黨組織的表達也更容易被接受并得到回應。企業高管也將更有信心和意愿將更多資源投入到綠色創新活動之中。綜合上述分析,本文提出以下研究假設:

H3:在其他條件不變的情況下,黨組織參與公司治理能夠通過吸引政府資源支持促進企業綠色創新。

三、研究設計

(一) 樣本說明與數據來源

為了獲得可信的因果推斷,本文選取2013—2021年滬深A股上市公司作為研究樣本,主要原因在于2012年黨的十八大做出了“大力推進生態文明建設”的戰略決策,為控制黨的十八大前后政府在環境治理力度方面存在的明顯差異對本文結果可能產生的影響,本文將樣本區間控制在2013—2021年。同時,為保證研究結論的合理性,本文對數據進行了如下基本處理:剔除金融業、保險業、非正常交易上市公司(包括ST、* ST以及PT)和相關數據缺失的上市公司。為剔除極端值可能對本文研究結果產生的影響,本文對主要連續變量進行1%水平上的winsorize處理。經過上述處理后本文共得到22260個企業年度觀測值。

本文所使用的企業相關基本信息、財務情況等數據均來自CSMAR數據庫,部分缺失信息通過上市公司披露的年報進行手工補充。黨組織參與公司治理數據的收集以國泰安數據庫中的“董監高”個人特征數據庫為基礎,通過搜索上市公司主頁、年報及新浪財經進行手工補充整理。企業綠色創新數據來源于CNRDS綠色專利研究數據庫,該數據庫包含了詳細的上市公司綠色專利申請數、綠色發明專利申請數和綠色實用新型專利申請數。

(二) 模型設計與變量定義

為檢驗黨組織參與公司治理對企業綠色創新產生的影響,本文構建如下雙向固定效應模型:

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

(1)

其中,i表示企業,t表示年份。Green為企業綠色創新的代理變量,包括企業整體綠色創新(GreenPat)、企業實質性綠色創新(GreenInv)、企業策略性綠色創新(GreenUty),借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[20]、王馨和王營(2021)[21]的做法,分別采用企業總體綠色專利申請數、綠色發明專利申請數、綠色實用新型專利申請數加1取對數加以衡量,以消除數據的右偏分布問題。

Partpro為企業黨組織參與公司治理程度的代理變量,參考相關研究使用黨組織成員與董事會成員、監事會成員和高管層成員的重疊程度衡量黨組織參與公司治理的程度(馬連福等,2013;陳仕華和盧昌崇,2014)[22-23],該指標數值越大說明黨組織參與公司治理的影響力越大。

Controls為本文的控制變量,借鑒劉金科和肖翊陽(2022)[24]的研究,本文控制了隨時間變化可能影響企業綠色創新發展水平的變量,主要包括企業規模(Size)、負債水平(Lev)、公司成長性(Growth)等,ε為殘差項。此外,本文還進一步控制了企業(Firm)和年份(Year)固定效應,并在公司層面進行了聚類調整。本文主要變量的界定和具體計算方法如表1所示。

(三) 描述性統計分析

表2為本文所用主要變量的描述性統計情況,從上市公司綠色創新情況來看,GreenPat的最小值、均值、最大值分別為0、1.1120、4.4773,這表明中國上市公司的綠色創新水平存在明顯的差異。從企業實質性綠色創新和企業策略性綠色創新的均值來看,GreenInv的均值為0.7654,略高于GreenUty的均值0.7275,表明上市公司相對更傾向于進行申請綠色發明專利。從黨組織參與公司治理的情況來看,Partpro的最小值為0,表明依然存在部分上市公司沒有成立黨組織或是企業監管層中沒有黨組織成員任職。Partpro的均值為0.1080,表明我國上市公司監管層中黨組織成員雙向進入的平均比例為0.1080,即企業董事會、監事會和高管層中有10.8%的成員同時為黨組織成員。此外,從其他的控制變量的分布情況來看,控制變量存在明顯的樣本間差異,表現出良好的樣本分布特征。

表2 描述性統計表

四、實證結果分析

(一) 基準回歸結果

表3展示了控制企業和年度固定效應,并在企業層面進行聚類調整的基準回歸結果。其中第(1)列為沒有添加控制變量的回歸結果,第(2)—(4)列為添加控制變量后的回歸結果。第(1)列中Partpro的回歸系數為0.2982且在5%的顯著性水平下顯著,第(2)列中Partpro的回歸系數為0.3519且在1%的水平下正向顯著。當其他條件不變的情況下,Partpro增加一個標準差(0.1632),GreenPat將提升0.0574。根據表2描述性統計所示,樣本企業GreenPat均值為1.1120,可以計算分析得到,當其他條件不變的情況下,Partpro增加一個標準差(0.1632),GreenPat將提升14.68%(0.1632/1.1120),表明黨組織參與公司治理確實明顯提升了企業綠色創新。

表3 基準回歸分析結果

區分企業實質性綠色創新和策略性綠色創新,表3第(4)列展示了被解釋變量為企業策略性綠色創新的回歸結果,發現Partpro的回歸系數正向顯著,表明黨組織參與公司治理明顯提升了企業策略性綠色創新。表3第(3)列展示了被解釋變量為實質性綠色創新的回歸結果,發現Partpro的回歸系數在1%的水平下正向顯著,表明黨組織參與到公司治理過程中有利于提升企業實質性綠色創新水平,黨組織參與對企業綠色創新的影響并不僅僅體現在綠色專利數量上,還體現在企業綠色創新專利的質量中,有助于企業實現綠色創新的“量質齊升”。這也從側面反映出黨組織參與到公司治理的過程中能夠提升企業進行主動綠色創新的意愿,促使企業進行更有價值、質量更高的實質性創新,而非僅因為相關任務安排所進行的綠色創新活動。綜上所述,本文的基本研究假設H1得到了有效證明。

(二) 內生性與穩健性檢驗

1.雙重差分模型。2019年中共中央印發了《中國共產黨國有企業基層組織工作條例(試行)》(以下簡稱《條例》),提出堅持加強黨的領導和完善公司治理相統一,把黨的領導融入公司治理各環節。(9)來源于中華人民共和國中央人民政府網站,https://www.gov.cn/zhengce/2020-01/05/content_5466687.htm?！稐l例》為黨組織參與國有企業治理提供了可靠的制度基礎和保障,也為本文提供了良好的準自然實驗環境。據此,本文構造雙重差分模型檢驗黨組織參與公司治理對企業綠色創新產生的影響,具體回歸模型如式(2)所示。

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

(2)

其中Post為政策實施虛擬變量,政策實施以前賦值為0,政策實施當年(2019年)及以后年份設置為1。Treat為政策實施對象虛擬變量,由于《條例》僅針對國有企業實施,本文將國有企業設置為實驗組并賦值為1,非國有企業設置為對照組并賦值為0。Controls為控制變量,Firm和Year為企業和年度固定效應。

表4第(1)列展示了雙重差分模型的回歸結果,可以看出Post×Treat的回歸系數為0.1805,在1%的水平下正向顯著,顯示政策實施后國有企業綠色專利申請數量得到了有效提升,其平均提升幅度為18.05%。這表明《條例》實施后黨組織參與到國有企業公司治理的制度安排,提升了黨組織參與公司治理的深度和廣度,企業綠色創新水平大幅度提升。

表4 穩健性檢驗1

2.平行趨勢檢驗。為進一步檢驗雙重差分模型的使用是否滿足平行趨勢假定,借鑒Amore和Minicilli(2018)[25]的研究思路,本文在模型(2)的基礎上加入一系列政策時點虛擬變量來構建動態雙重差分模型。其中,將Before設置為國有企業在《條例》實施時點以前的政策實施效果代理變量,第i年取值為1,否則取值為0。將After設置為在《條例》實施時點以后的政策實施效果代理變量,其中第j年取值為1,否則取值為0。Current設置為《條例》實施當期政策實施效果代理變量,國有企業在受到政策實施影響的當期取值為1,否則為0。

圖1平行趨勢檢驗的結果顯示,在《條例》實施之前,國有企業和非國有企業在綠色創新水平上不存在明顯的差異,符合平行趨勢假定,滿足使用雙重差分模型的前提假設。而在《條例》實施以后國有企業加大了黨組織參與公司治理的力度,堅持黨建工作與生產經營深度融合,企業綠色創新水平得到了明顯提升,并且這種積極的綠色治理效果具有明顯的持續性。

圖1 平行趨勢檢驗

3.安慰劑檢驗。為進一步降低其他隨機性因素可能對雙重差分模型結果產生的影響,本文采用隨機抽樣安慰劑檢驗的方法進行驗證。參考Ferrara等(2012)[26]的研究方法,通過隨機抽樣500次構建“偽政策虛擬變量”,重新對模型(2)進行回歸分析,并觀察新生成的偽政策虛擬變量的系數和p值的分布。根據圖2的安慰劑檢驗的結果可知,Post×Treat真實的回歸系數為0.1805,在新生成回歸系數的分布區間之外。根據表5隨機置換安慰劑檢驗描述性統計可知,隨機生成的Post×Treat變量大部分p值高于0.05,在5%的顯著性水平下不顯著,系數值也均分布在0附近,雙重差分模型的回歸結果得到了證明,本文基準回歸結果也得到了有效驗證。

圖2 安慰劑檢驗

表5 隨機置換安慰劑檢驗描述性統計

4.傾向得分匹配(PSM)。由于黨組織參與公司治理可能并不是一個隨機選擇的結果,為了剔除樣本自選擇問題對本文基準回歸結果可能產生的影響,本文根據有無黨組織成員進入企業董事會、監事會及高管層的情況,將企業樣本劃分為處理組和對照組,并用基準回歸模型中全部的控制變量作為特征變量分別進行1∶1近鄰匹配、半徑匹配、核匹配。表4第(2)—(4)列中Partpro的回歸系數至少在5%的顯著性水平下正向顯著。由此可知,樣本自選擇問題并不會對本文的基準回歸結果產生明顯影響。

5.替換被解釋變量?？紤]到綠色創新水平的衡量差異可能會對本文的基準回歸結果產生影響,因此,本文參考李青原和肖澤華(2020)[27]以及齊紹洲等(2018)[28]的相關研究,將企業綠色創新的代理變量分別替換為當年企業綠色專利授權數量并進行加1對數化處理(GreenPat_acq)以及當年企業綠色專利申請數量占全部申請專利數量的比重(GreenPat_ratio)。表6第(1)—(2)列展示了相關回歸結果,Partpro的回歸系數分別為0.2433和0.0223,且均至少在5%的顯著性水平下正向顯著,表明被解釋變量衡量方式的改變不會對本文回歸結果產生明顯影響。

表6 穩健性檢驗2

6.替換解釋變量?，F有部分文獻考察黨組織參與公司治理的程度時采用是否存在“交叉任職”情況進行衡量(佟巖等,2021)[29],即黨委書記或者黨委副書記兼任董事長、監事會主席或是總經理,則取值為1,否則為0?；诖?本文構造了“交叉任職”(Parttwo)的代理變量并進行檢驗,表6第(3)列的回歸結果顯示,Parttwo的回歸系數在1%的水平下正向顯著,表明替換解釋變量的衡量方式未對本文的基準回歸結果產生明顯影響。

五、機制檢驗

通過本文理論分析部分的闡述,黨組織參與公司治理對企業綠色創新的促進效應可以通過提升企業高管綠色認知以及吸引政府資源支持的方式實現。為檢驗上述兩條路徑,本文參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[30]的方法構建中介效應模型進行實證檢驗。具體模型設計如下:

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表示企業,t表示年份。此外,Controls為控制變量與模型(1)一致,Year和Firm分別為年度和企業固定效應。在模型(1)中α1顯著的前提下,使用模型(3)檢驗黨組織參與公司治理程度(Partpro)對中介變量(Med)的影響。如果系數α1顯著,則同時在模型(4)中加入黨組織參與公司治理程度(Partpro)和中介變量(Med)對企業綠色創新(GreenPat)進行回歸。若模型(4)中α1不顯著但α2顯著,則表明黨組織參與公司治理對企業綠色創新的影響完全通過該中介變量進行表達,如果α1和α2的系數均顯著,則表明黨組織參與公司治理對企業綠色創新的影響能夠通過該中介變量進行表達,且表現為部分中介效應的效果。

(一) 高管綠色認知提升

由于企業綠色創新活動具有風險高、資金投入量大等特點,企業自發進行綠色創新意愿低下的問題一直沒有得到很好的解決。為檢驗黨組織參與公司治理是否能夠通過提升企業高管綠色認知從而提升企業綠色創新,借鑒Duriau等(2007)[31]運用文本分析對高管認知程度的衡量方法,將高管綠色認知劃分為綠色競爭優勢認知、社會責任意識和外部壓力感知等。其中,綠色競爭優勢認知是企業高管對采用綠色發展策略可以帶來競爭優勢的認知,社會責任意識是高管對資源節約和環境保護方面積極承擔社會責任的認知,外部壓力感知是高管對市場的綠色消費偏好以及對政府環境規制政策的認識。本文據此構建相關詞庫,并計算詞庫中詞語在上市公司年報中出現的頻次,以此測定高管綠色認知(Green_con)。將Green_con分別代入模型(3)和模型(4)的中介變量Med中,具體回歸結果如表7所示。第(2)列回歸結果顯示,Partpro在1%的顯著性水平下正向顯著,表明黨組織參與公司治理能夠有效提升企業高管對企業綠色環保的認知水平。第(3)列回歸結果顯示,Green_con的回歸系數在1%的顯著性水平下正向顯著,且Partpro的回歸系數依然顯著為正,表明高管綠色認知在黨組織參與公司治理對促進企業綠色創新水平提升的過程中起到了部分中介效應的作用,即黨組織參與公司治理能夠通過提升企業高管綠色認知的方式提升企業綠色創新,本文假設H2得到了有效驗證。

表7 高管綠色認知提升機制分析

(二) 強化政府資源支持

根據前文理論分析所述,黨組織參與公司治理不但能夠向外部傳遞良好的社會責任履行信號,還能夠加強與地方政府之間的溝通交流,使上級地方政府黨組織能夠充分了解企業在綠色創新活動中面臨的困難和需求,能夠有針對性地為企業提供政策支持和資源幫扶?；诖?本文分別構建政府環保補助(Green_sub)和綠色政府采購(Green_pro)兩個變量來考察政府對企業的資源支持。首先,參考吳偉偉和張天一(2021)[32]的相關研究,通過構建環境保護相關關鍵詞詞庫,并將其與企業年度財務報表附注中“營業外收入”科目中的“政府補助明細”中的政府補助條目進行關鍵詞匹配。匹配成功的政府補助條目計為政府環保補助,并將企業獲取政府環保補助的金額進行企業—年度層面歸集,以構建政府環保補助(Green_sub)的代理變量。將Green_sub分別代入模型(3)和模型(4)的中介變量Med中進行回歸分析,結果如表8所示。其中,第(2)列中,黨組織參與公司治理程度的代理變量Partpro的回歸系數在5%的顯著性水平下正向顯著,表明黨組織參與公司治理能夠通過信號傳導機制和加強溝通交流的方式幫助企業獲取政府環保補助。第(3)列中Green_sub的回歸系數在1%的水平下顯著正相關,說明隨著企業獲取環保補助金額的不斷增長,企業綠色創新水平也在不斷提升,且Partpro的回歸系數依然在1%的水平下正向顯著。由此可知,黨組織參與公司治理能夠通過提升企業獲取的政府環保補助金額來緩解企業在綠色創新中面臨的困境,提升企業綠色創新水平,政府環保補助在其中起到了部分中介的作用。

表8 強化地方政府資源支持機制分析

其次,本文參考武威(2022)[33]的衡量方式,通過爬蟲和手工整理相結合的方法收集政府采購網公布的政府采購訂單數據,通過構建環保詞庫與合同標的名稱進行匹配,匹配成功的即為綠色政府采購訂單,并將訂單金額歸集為企業—年度層面,據此構建綠色政府采購變量(Green_pro)。由于政府采購網公布政府采購訂單數據的初始時間為2015年,因此本文采用2015—2021年的綠色政府采購數據進行檢驗,將Green_pro分別代入模型(3)和模型(4)的中介變量Med中進行回歸分析,結果如表8所示。其中,第(5)列Partpro的回歸系數正向顯著,說明黨組織參與公司治理程度越深,企業獲取綠色政府采購訂單金額越高。第(6)列Green_pro的回歸系數在1%顯著性水平下正向顯著,說明綠色政府采購能夠充分發揮自身需求引領的政策特性,激勵企業進行綠色創新活動、生產綠色創新產品,且Partpro的回歸系數為0.2079,依然在1%的水平下正向顯著,說明綠色政府采購在黨組織參與發揮治理效果的過程中起到了部分中介的作用。上述檢驗表明黨組織參與公司治理程度越深,企業獲取綠色政府采購訂單金額越高,越能夠充分發揮政府采購的需求引領和供需互動作用,從而激勵和引導企業進行綠色研發活動,以提升企業綠色創新水平。

綜上所述,黨組織參與公司治理能夠通過正向信號傳遞和加強與上級黨組織溝通交流的方式,獲取更多政府資源支持以提升企業綠色創新,本文假設H3得到了有效驗證。

六、進一步分析

(一) 地方政府自身建設

根據前文理論分析部分所述,推動經濟綠色發展,促進企業綠色創新水平提升,不但需要企業內部治理機制的改革,也同樣需要地方政府的扶持。據此,本文從地方政府自身建設和地方金融政策支持兩個方面對黨組織發揮綠色治理效果的差異進行分析討論。

在地方政府建設方面,本文重點關注地方政府環保注意力以及地方政府財政透明度兩個方面。首先從地方政府環保注意力來看,地方政府對綠色環保重要性的認識程度是調配地方資源的重要基礎?，F有度量政府注意力的常用方法主要是采用文本分析法對地方政府工作報告進行關鍵詞檢索并整理(趙海峰和張穎,2023)[34]。據此,本文借鑒上述方法衡量地方政府環保注意力(Envir_att)。具體而言,通過對全國各地級市政府工作報告中生態環境相關的關鍵詞進行統計,分別從環境保護、環境污染、能源消耗、協同發展與環境共治等幾個維度分析相關詞匯并進行匯總,匯總后計算綠色環保的相關詞頻與總詞頻的比值,該數值越大,表明地方政府環保注意力程度越高。本文采用Envir_att與Partpro交乘的方法考察地方政府環保注意力對黨組織參與公司治理的影響效果。表9第(1)列的回歸結果顯示,Envir_att×Partpro的回歸系數在1%的顯著性水平下正向顯著,表明地方政府對綠色環保重要性的認識程度越深,越能夠對黨組織參與所發揮的綠色治理效果產生更積極的影響。

表9 地方政府自身建設與金融政策支持差異分析

財政透明度的提升能夠緩解政府和市場之間的信息不對稱,可以有效強化社會公眾對政府的外部監督效應,促使政府合理利用財政資金,將政府資源落到實處。黨組織參與公司治理能夠通過信號傳遞效應和加強與上級黨組織溝通的方式吸引地方政府資源向需要進行綠色創新的企業傾斜。因此,地方財政資金的使用效率也可能會是影響黨組織參與發揮應有治理效果的重要因素。本文以清華大學公共經濟、金融與治理研究中心課題組每年定期發布的中國市級政府財政透明度(MKT)為衡量方式,考察財政透明度對黨組織參與公司治理產生的差異性影響。具體而言,將財政透明度的代理變量MKT與黨組織參與公司治理程度的代理變量Partpro進行交乘,考察交乘項MKT×Partpro的回歸系數是否顯著。表9第(2)列的回歸結果顯示,MKT×Partpro的回歸系數為0.0054,在5%的顯著性水平下正向顯著,這表明財政透明度的提升顯著增強了黨組織參與所發揮的綠色治理效果。

(二) 綠色金融政策支持

綠色金融政策能夠通過從供給側優化金融資源配置助力企業進行綠色創新,本文進一步考察外部綠色金融政策支持是否能與企業內部黨組織參與形成協同綠色治理效果。在政府金融政策工具支持方面,本文聚焦綠色信貸和綠色基金對黨組織綠色治理效果的影響。參考沈能和劉鳳朝(2012)[35]的方法,通過手工收集全國及各省市的統計年鑒進行整理,綠色信貸(Envir_cre)采用“環保相關項目信貸額/信貸總額”進行衡量,綠色基金(Envir_fund)采用“綠色基金總市值/所有基金總市值”進行衡量。將黨組織參與公司治理程度的代理變量Partpro分別與綠色信貸(Envir_cre)和綠色基金(Envir_fund)進行交乘。表9第(3)列中Envir_cre×Partpro的回歸系數為3.8406,在1%的顯著性水平下顯著,第(4)列中Envir_fund×Partpro的系數為5.4252,在5%的顯著性水平下顯著,表明無論是綠色信貸政策還是綠色基金政策,都對黨組織參與的綠色治理效應產生了積極影響。因此,黨組織參與公司內部治理機制的改革,不會對外部綠色資源進入產生擠出效果,而會提升企業內部管理層對綠色創新重要性的認識,吸引外部綠色資源進入,從而形成協同綠色治理效果。

(三) 企業環境目標和經濟目標

企業綠色創新活動的雙重外部性特點致使企業自主創新意愿不強,為此中國出臺了多種環境規制手段促使和激勵企業進行綠色創新,如使用環保處罰等手段內化環境外部性成本,促使企業履行綠色創新職能(李青原和肖澤華,2020)[27]。然而,該類政策工具主要依賴于政府的強制性行政干預,具有較高的監管成本,且企業可以通過購置污染減排設施以求在短期內降低自身污染成本。因此,采用環保處罰等強制性干預手段,不但可能會對企業高質量綠色創新產生擠出效果(López-Gamero等,2010)[36],還可能會阻礙企業經濟績效的提升(姚林如等,2017)[37]。企業綠色創新的最終社會目標是提升資源利用效率、減少污染物排放、增強可持續發展能力、促進產業綠色轉型,最終實現經濟綠色發展。因此,在關注黨組織參與公司治理對企業綠色創新水平提升效果的同時,還需要進一步驗證黨組織參與公司治理是否有利于企業經濟和環境目標的實現。

本文分別考察黨組織參與公司治理對企業經濟績效和企業碳排放情況產生的影響。參考程磊和鄭前宏(2023)[38]的研究,采用總資產利潤率(ROA)衡量企業經濟績效。表10第(1)列回歸結果顯示,Partpro的回歸系數在1%的顯著性水平下正向顯著,表明黨組織參與不但能夠提升企業綠色創新水平,還對企業經濟績效產生了提升效果?？疾禳h組織參與公司治理的環保效應時,參考王浩等(2022)[39]的相關研究,從上市公司年報、上市公司ESG報告、相關環境監管部門網站和上市公司網站手工收集企業碳排放情況的相關數據,使用國家發展和改革委員會發布的碳排放核算方法,計算得到企業碳排放的具體數值,再運用“上市公司碳排放(噸)與企業營業收入(萬元)比值”來構造企業碳排放(Carbon)的代理變量。表10第(2)列顯示,Partpro的系數在5%的顯著性水平下負向顯著,表明黨組織參與公司治理在提升企業綠色創新能力的同時,實現了企業節能減排目標,為實現企業綠色轉型、促進經濟綠色發展提供了重要助力。上述研究結果從側面論證了黨組織參與公司治理可以通過提升企業自主綠色創新意識,促進企業積極研發,產出能夠實際減少生產污染的高質量綠色創新成果,而非僅為了完成企業綠色創新指標而進行的“表面”創新。

表10 企業環境目標和經濟目標實現分析

七、結論與啟示

隨著中國經濟發展進入新的增長階段,推動經濟社會發展綠色化、低碳化開始成為實現高質量發展的關鍵環節,大量研究圍繞如何促使企業綠色發展展開討論。然而,現有文獻大多重點關注運用環境規制手段或財政稅收政策對企業進行成本補償,對企業內部治理因素考慮不足。應該說,從企業內部治理的角度分析如何增強企業自主綠色創新意識,才是促進企業綠色發展,進一步實現經濟發展方式綠色轉型的長久之策?；诖?本文聚焦中國特色的公司治理機制,考察黨組織參與公司治理是否能引導企業進行綠色創新,承擔起環境保護和綠色發展的責任。

本文以2013—2021年A股上市公司為研究樣本,實證檢驗了黨組織參與公司治理對企業綠色創新產生的影響,并進一步考察了黨組織參與公司治理對企業綠色創新的作用機理。研究發現,黨組織參與公司治理能夠顯著提升企業綠色創新水平,并且這種積極提升效果在高質量的實質性綠色創新和策略性綠色創新中均有明顯體現。深入挖掘黨組織參與公司治理的作用機理,發現黨組織參與公司治理能夠通過培育思想文化和開展組織活動提升企業高管綠色認知,以及通過信號效應和加強政企溝通吸引政府資源投入兩條路徑提升企業綠色創新?？疾禳h組織參與公司治理在地方政府層面的制約因素,發現黨組織參與公司治理與地方政府的制度建設可以分別從企業內外部發力,形成良好的協同治理效果,即地方政府環保意識越強、財政透明度越高、綠色信貸和綠色基金政策支持力度越大,黨組織參與公司治理對企業綠色創新的提升效果就越明顯。最后,本文還考察了黨組織參與公司治理是否能夠實現企業綠色創新的最終目標,發現黨組織參與公司治理不但減少了企業碳排放,還促進了企業經濟效益的提升,有助于實現企業經濟發展和環境保護的雙重目標。

基于上述研究結論,本文得出如下實踐啟示:

首先,促進經濟綠色發展和企業綠色轉型不能僅依靠企業外部政策手段,通過對企業內部治理機制的合理設計,才是激發企業自主綠色創新動力,實現企業綠色轉型的長久之策。充分發揮黨組織在企業內部思想文化建設中的引導作用,才能實現企業經濟發展目標與社會發展目標的統一。因此,相關部門應進一步優化黨組織參與公司治理的頂層設計,完善黨組織參與公司治理的制度安排,充分利用中國特色公司治理體系的制度優勢,將黨組織的先進思想嵌入企業文化之中,將制度優勢轉化為企業綠色發展的充足動力。

其次,對企業而言,由于綠色創新活動研發風險大,需要大量資金支持,在研發過程中常常遇到技術難題及資金不足等各種情況。因此,企業基層黨組織需要進一步加強與上級政府黨組織的溝通交流,切實反映企業在進行綠色研發活動中的困難和需求。地方政府也應適時引導企業開展黨員學習和交流活動,并且應該積極參與到企業的黨建活動中,在活動中充分認識和了解企業綠色發展過程中遇到的困難,適當地給予技術支持或相關政策幫扶。

最后,地方政府資源差異也是制約黨組織發揮內部治理作用的重要影響因素。因此,要充分發揮黨組織參與公司治理的制度優勢,地方政府仍需完善自身建設。其一,地方政府應進一步加深對生態環境文明建設的認識,提高對環境保護的重視程度,做好地方政府資源投入。其二,地方政府應進一步提高財政透明度,充分發揮廣大群眾的外部監督功能,將支持企業綠色創新的專項資金落到實處。其三,地方政府應進一步加強對企業的金融政策支持力度,應因企制宜,針對不同發展階段的企業運用相應的金融政策支持手段,提升政府資源利用效率,使得黨組織參與公司治理與政府金融政策支持形成協同效果。