管理者短視對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

劉思妍

（浙江理工大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 杭州 310000）

一、引言

創(chuàng)新是一個國家持續(xù)發(fā)展的動力源泉，是企業(yè)長遠發(fā)展的重要保證。當今環(huán)境問題日益凸顯，企業(yè)只有在從事經(jīng)營活動中切實采取綠色創(chuàng)新，才能在激烈的競爭環(huán)境中占據(jù)一定的地位，進而持續(xù)健康發(fā)展。管理者是企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動的決策者，管理者短視是指管理者在進行投資決策時，出于自身利益或股東壓力的考慮會選擇短期可獲取收益的決策[1-2]，而放棄有利于投資者與企業(yè)價值的長期方案或最佳方案，是一種非效率的行為，該行為對企業(yè)長遠發(fā)展產生了不好的影響，并且會損害股東利益。因此對管理者短視行為與綠色創(chuàng)新的關系進行研究十分有必要。

本文基于滬深A 股上市企業(yè)2010—2019 年的數(shù)據(jù)來研究管理者短視與綠色創(chuàng)新的關系。結果表明，管理者短視對企業(yè)的綠色創(chuàng)新有顯著的抑制作用，該結論通過了多種穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)企業(yè)性質將樣本劃分為國有與非國有對上述關系進行研究，發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)中上述關系更顯著。機制研究表明管理者短視影響企業(yè)金融化進而抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新。

本文的貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，以往對于綠色創(chuàng)新的研究，主要集中于政策法規(guī)、企業(yè)能力等外部因素，較少有學者從管理者特質角度進行研究，本文的探索可以豐富該領域研究；第二，管理者特質與綠色創(chuàng)新的研究較多集中于管理者過度自信，管理者短視的相關內容較少，該研究可以豐富上述領域；第三，以往有關管理者短視的衡量指標較注重未來，本文采用胡楠等（2021）[3]從現(xiàn)在與未來層面構建的指標研究，數(shù)據(jù)更具有合理性與可靠性。

二、文獻綜述

目前學術界對管理者短視與綠色創(chuàng)新分別進行了大量的研究，本文分為管理者短視與綠色創(chuàng)新兩部分進行梳理。

（一）管理者短視研究

管理者短視是指管理者放棄有利于企業(yè)長期發(fā)展的項目而傾向于選擇短期快速獲益項目的行為[4-5]，這種行為不僅不利于企業(yè)價值最大化還損害了股東的利益。針對該領域學者們的研究主要從兩大動機出發(fā)：第一個是自身利益的角度。吳戰(zhàn)篪和李素銀（2012）[6]、李秉祥和薛思珊（2008）[2]提出管理者做決策時，為實現(xiàn)自身利益最大化，會犧牲最佳決策而選擇短期可快速獲益的項目。其他學者們分別從管理者薪酬[7-10]、管理者任期[5][11]、管理者職業(yè)發(fā)展[7][9]、業(yè)績壓力[6][1-14]與能力評價[8]等方面產生管理者短視進行研究，研究發(fā)現(xiàn)上述影響因素均會促進管理者采取短視行為；第二個是投資者的角度。Froot 等（1992）[15]認為由于投資者與管理者的噪聲交易，使得股東對于公司股價的短期波動關注與公司管理者短視性投資之間存在相關性，投資者的短視會提高管理者短視水平[16]。其他學者們主要從迎合投資者的投資傾向[5][7]與投資情緒[17]等方面產生的管理者短視行為進行研究，研究發(fā)現(xiàn)管理者為了迎合投資者對短期收益、投資項目與股價的選擇，會表現(xiàn)出短視行為。

（二）綠色創(chuàng)新研究

綠色創(chuàng)新的研究主要集中在三大層面：第一個是企業(yè)層面。該層面主要研究影響綠色創(chuàng)新因素、綠色創(chuàng)新如何進行以及其對企業(yè)績效的影響進行研究。如企業(yè)技術能力[18-19]、市場因素[20]、員工特征[18][21]、構建綠色創(chuàng)新框架[22]、企業(yè)績效[19][23-24]等方面進行研究；第二個是行業(yè)層面。該層面主要研究環(huán)境效應以及行業(yè)創(chuàng)新演進過程[25-26]。Wagner 和Llerena（2011）[25]以制造行業(yè)的三個企業(yè)案例為研究對象，對上述企業(yè)的綠色創(chuàng)新合作、規(guī)制與集成關系進行研究，發(fā)現(xiàn)綠色創(chuàng)新一般是微觀層面活動的實現(xiàn)，且綠色創(chuàng)新的實現(xiàn)需要企業(yè)整體戰(zhàn)略環(huán)境的支持；第三個是宏觀經(jīng)濟層面。該層面主要對環(huán)境規(guī)制與政策以及區(qū)域創(chuàng)新能力評估[26]進行研究。Li 等（2017）[27]、Berrone等（2013）[28]與曾義等（2016）[29]提出環(huán)境規(guī)制會影響企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動。Portney（2000）[30]、Johnstone（2007）[31]進一步對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系進行研究，研究發(fā)現(xiàn)無論命令控制型還是市場激勵型環(huán)境規(guī)制都可以刺激綠色創(chuàng)新，以及環(huán)境規(guī)制僅對過程創(chuàng)新有正向效應但對產品創(chuàng)新沒有。

已有文獻為本文對管理者短視與綠色創(chuàng)新的關系研究提供了重要基礎，但仍存在以下不足：首先，現(xiàn)有對于創(chuàng)新的研究大多集中于管理者后天的特質，較少有人對先天或隱性的特質進行研究；其次，有關管理者短視的衡量學術界尚未有一致的方式，現(xiàn)有對管理者短視的測量大多取決于過去的數(shù)據(jù)來反應管理者是否具有短視行為，可能會對測量結果造成一定的影響；最后，有關管理者短視對創(chuàng)新的研究很多，但是很少有學者對管理者短視與綠色創(chuàng)新的關系進行研究。

三、研究假設

由于兩權分離的存在，使得企業(yè)中產生了委托代理關系，管理者作為代理方與股東具有不同的利益函數(shù)，使得兩者目標不一致，管理者會出現(xiàn)放棄有利于企業(yè)價值最大化實現(xiàn)的項目而選擇短期可快速獲益更有利于自身的方案，進而產生了管理者短視的行為[4-5]。創(chuàng)新是一種長期、高風險、高不確定性的投資項目，管理者短視的特質使得其不愿意進行綠色創(chuàng)新活動。根據(jù)管理者防御與薪酬理論，管理者會為了維護或提高聲譽與薪酬而犧牲有利于企業(yè)價值最大化的項目選擇短期可快速獲取收益的方案[8]，進而抑制創(chuàng)新活動。Chang 等（2015）[32]提出有短視行為的管理者傾向于保守的財務報告，以使短期績效保持較好的水平，會減少對創(chuàng)新的投入?；谏鲜鰞热荼疚奶岢黾僭O1：

假設1：管理者短視與企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平負相關。

企業(yè)投資具有不確定性，管理者作為投資決策者，其投資眼界會對企業(yè)配置金融資產產生影響。對金融資產進行過度配置，不利于企業(yè)長遠發(fā)展。管理者短視說明其注重眼前利益，傾向于放棄長期可使企業(yè)價值最大化的決策而選擇短期可快速獲取收益的項目[4][9]。而投資金融資產則十分符合短視管理者的選擇，主要是由于金融資產的自身特性，如期限較短與收益較高等，進而成為短視管理者選擇的傾向。企業(yè)的創(chuàng)新活動具有長期、不確定和風險較高的特性且該過程需要較大的資金支持，使得企業(yè)的經(jīng)營風險提高，因此短視的管理者會選擇降低研發(fā)投資和實業(yè)投資[3]。企業(yè)配置金融資產與實施創(chuàng)新活動兩者相互替換，如果傾向于金融資產，那么實業(yè)投資相應會減少[33]，因此不斷增加對金融資產的配置，會“擠占”對創(chuàng)新活動的投入?；谏鲜鰞热荼疚奶岢黾僭O2：

假設2：管理者短視影響企業(yè)金融化進而影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。

四、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文基于滬深A 股上市企業(yè)2010—2019 年的數(shù)據(jù)，探討管理者短視對綠色創(chuàng)新的影響。本文對數(shù)據(jù)進行以下處理：一是剔除金融保險行業(yè)、ST、*ST 公司樣本；二是剔除相關數(shù)據(jù)存在缺失的公司。經(jīng)篩選后共得到7 100 個觀測值。且本文為了避免極端數(shù)值對實證結果的影響，對其進行上下1%的縮尾處理，并對回歸分析進行了行業(yè)和年份固定效應處理。本文解釋變量管理者短視數(shù)據(jù)來自WINGO①文中管理者短視的數(shù)據(jù)來源于WINGO 平臺，該數(shù)據(jù)是作者胡楠、薛付婧和王昊楠于2021 年發(fā)表在管理世界的《管理者短視主義影響企業(yè)長期投資嗎?——基于文本分析和機器學習》一文中基于構建的指標而得出的結果，作者將該數(shù)據(jù)公布于WINGO 平臺。，被解釋變量綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)來自中華人民共和國國家知識產權局專利數(shù)據(jù)庫，其余的財務數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。本文進行研究的統(tǒng)計軟件是Stata 16.0 和Excel 2010。

（二）變量定義

1.解釋變量。管理者短視（myopia）。本文借鑒胡楠等（2021）[3]的研究，基于年度財務報告中的管理者討論與分析部分進行文本分析與機器學習確定短期視域的詞集，然后通過43 個“短期視域”詞匯總詞頻占MD&A 總詞頻的比例×100 來衡量管理者短視。該指標越大，管理者短視的程度越高。

2.被解釋變量。綠色創(chuàng)新（GI）。為體現(xiàn)綠色創(chuàng)新的實際創(chuàng)新能力，本文借鑒王永貴和李霞（2023）[34]的研究，并對其進行處理，取綠色專利授權數(shù)值加1的對數(shù)來衡量綠色創(chuàng)新水平（GI）。

3.中介變量。企業(yè)金融化（Fin）。本文借鑒杜勇等（2017）[35]的做法，利用金融資產/ 總資產來衡量企業(yè)金融化程度（Fin）。該比值中的金融資產主要是長期股權投資、交易性金融資產等。

4.控制變量。參考已有的研究（胡楠等，2021；王海芳等，2022；于芝麥，2022）[3][36-37]，本文的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產負債率（LEV）、成長能力（Growth）、兩職合一（Dual）、股東持股比例（Firs）、產權性質（SOE）、財務杠桿（Leverage）、賬面市值比（BM）以及行業(yè)（industry）和年度（Year）固定效應。具體的變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）模型設計

為驗證假設，本文構建以下模型：

模型（1）用來驗證假設1，該模型中的a1是驗證實證結果的重要系數(shù)。

模型（2）和模型（3）用來驗證假設2。

其中，被解釋變量是綠色創(chuàng)新（GI），解釋變量是管理者短視（myopia），中介變量是企業(yè)金融化（Fin），Controls 是本文所有的控制變量，industry 和Year 分別代表行業(yè)固定效應和年度固定效應，ε 為隨機誤差項。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 報告了所有研究樣本各個主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2 可以看出，管理者短視（myopia）的max 和min 分別為0.378 和0，mean 為0.097 0，說明所研究樣本企業(yè)的管理者短視有明顯的差異。綠色創(chuàng)新（GI）的max 和min 分別為3.497 和0，mean為0.327，中位數(shù)是0，上述數(shù)據(jù)表明研究對象彼此間的綠色創(chuàng)新水平有顯著的差異且較多不重視綠色創(chuàng)新活動。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

本文用方差膨脹因子分析方法來解決變量間可能存在的多重共線性問題，經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)本文變量間的VIF 的最大值為1.820，各變量的VIF 均處于10 以下，說明不存在多重共線性的問題。檢驗結果如表3 所示。

表3 方差膨脹因子檢驗

（三）基準回歸結果分析

基于豪斯曼假設與F 檢驗的驗證，發(fā)現(xiàn)其結果均拒絕原假設，因此本文選擇固定效應模型來進行基準回歸分析。表4 匯報了本文研究樣本的回歸結果。列（1）不加控制變量研究本文假設1，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)為-0.638，在1%的水平下顯著，表明管理者短視對綠色創(chuàng)新有抑制作用。列（2）～列（9）依次加入控制變量來研究本文的假設1，回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負值，驗證假設1。

（四）中介效應的檢驗

企業(yè)金融化在假設2 的中介作用。表5 列（1）與列（3）分別是未加入與加入控制變量對管理者短視對企業(yè)金融化的關系進行回歸的結果，回歸系數(shù)分別為0.060 與0.054，均在1%的水平顯著，管理者短視會加強企業(yè)金融化。列（2）和列（4）分別是未加入與加入控制變量對企業(yè)金融化在假設1 中的關系進行回歸的結果，回歸系數(shù)分別為-0.483 與-0.529，均在1%水平顯著。以溫忠麟和葉寶娟（2014）[38]的研究為依據(jù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化在管理者短視與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關系中起到部分中介作用，假設2 被驗證。

表5 管理者短視對綠色創(chuàng)新的機制研究

（五）異質性分析

不同產權性質的企業(yè)擁有的資源和面臨的環(huán)境不同，由此會對管理者短視與綠色創(chuàng)新的關系產生影響。國有企業(yè)的管理者一般是上級任命，任期較短[39]，非國有企業(yè)為在激烈的競爭中占據(jù)一定的地位，會不斷地進行創(chuàng)新來保持競爭力。管理者短視會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動，但由于非國有企業(yè)本身所面臨的條件需要創(chuàng)新，因此抑制性較國有企業(yè)來說會更高一些。表5列（5）、列（6）分別為國有與非國有企業(yè)假設1 的回歸結果，結果表明在非國有企業(yè)下管理者短視與綠色創(chuàng)新在1%水平下顯著且系數(shù)為-0.813，高于國有企業(yè)下的系數(shù)，表明非國有企業(yè)的管理者短視對綠色創(chuàng)新的影響更高。

（六）穩(wěn)健性檢驗和內生性檢驗

1.工具變量法。針對因果顛倒產生的內生性問題，本文借鑒范黎波和尚鐸（2020）[40]的研究，選取管理者短視的三期滯后與均值作為工具變量，并將其進行弱工具變量檢驗，上述變量均為強工具變量。隨后以上述工具變量作為解釋變量進行兩階段最小二乘法（IV-2SLS）回歸，結果發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)在1%的水平下顯著且為負值，進一步說明實證結果的有效性。如表6 列（1）～列（4）所示。

2.傾向得分匹配法。本文以管理者短視的中位數(shù)作為實驗組與對照組的劃分，高于短視中位數(shù)的為處理組取值為1，低于的為控制組取值為0，然后把所有的控制變量作為協(xié)變量，進行1∶1 最鄰近匹配法，匹配后其實驗組與對照組的均值方差均減少，實驗組與對照組的個體特征差異得以部分消除，滿足平衡趨勢假設，效果較理想。根據(jù)匹配后的數(shù)據(jù)進行回歸分析，回歸結果仍在1%水平下顯著，表明管理者短視與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關系在考慮樣本偏差導致的內生性后結果仍然成立。結果如表6列（5）、列（6）所示。

3.改變模型的估計方法。由于被解釋變量綠色創(chuàng)新的部分觀察值為0，為避免其對結論的影響，本文采用Tobit 回歸來進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果發(fā)現(xiàn)假設仍然成立，進而說明樣本中的部分0 的存在未影響實證結果。結果如表6 列（7）所示。

六、研究結論與建議

本文基于2010—2019 年滬深A 股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)管理者短視對企業(yè)的綠色創(chuàng)新有顯著的抑制作用，經(jīng)過穩(wěn)健性與內生性分析，結論仍然成立。異質性分析表明在非國有企業(yè)管理者短視對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用更大。機制檢驗分析結果表明，管理者短視可以通過提高企業(yè)金融化抑制企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

結合上述研究結論，本文提出如下的政策建議：

第一，加強企業(yè)的長期建設。管理者為了自身利益傾向于采用短期可獲得收益的項目，為了企業(yè)的長遠發(fā)展，需要加強對管理者的監(jiān)管，促使管理者重視企業(yè)價值而非短期利益；第二，加強對非財務信息的披露。大部分信息使用者缺乏對專業(yè)知識的了解，因此非財務信息就會變得格外重要；第三，加強對管理者的激勵體系。管理者與股東由于目標不一致，會產生不一致的選擇傾向，對管理者實施股權激勵和薪酬激勵等方式，可以促使管理者與股東有相同的目標，促進企業(yè)長遠健康發(fā)展。