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碳排放视角下生态创新、高管团队异质性与经济绩效的关系研究

  摘要:以我国火力发电行业A股上市公司2009~2014年的数据为样本,实证研究了火电企业生态创新对经济绩效的影响及高管团队异质性对二者关系的调节作用。运用企业碳排放量及净利润的数据构建了生态创新的测量指标。结果表明:火电企业实施生态创新�Χ唐诰�济绩效存在负面影响,但有利于长期经济绩效的提升;高管团队年龄、职位任期异质性对生态创新与短期经济绩效的负相关关系具有显著的正向调节作用,但职能背景异质性对二者关系的调节作用不明显;高管团队异质性对生态创新与长期经济绩效之间的关系不存在调节作用。
  关键词:碳排放;生态创新;高管团队异质性;经济绩效;火力发电企业
  DOI:10.13956/j.ss.1001-8409.2017.06.19
  中图分类号:C936;F243;F27292 文献标识码:A 文章编号:1001-8409(2017)06-0086-05
  Research on the Relationship among Ecoinnovation,
  Top Management Team Heterogeneity and Economic
  Performance from the Perspective of Carbon Emission
  ――Evidence from Chinese Listed Companies of Thermal Power Industry
  LIU Ziyang, CHEN Jin
  (School of Business, University of Shanghai for Science and Technology, Shanghai 200093)
  Abstract: Using the data of Ashare listed companies of Thermal Power Industry from 2009 to 2014, this paper analyzes the effect of thermal power firms ecoinnovation on economic performance and the moderating effect of top management team heterogeneity. Through the data of carbon emissions and net profit of the company, it develops the measurement index of ecoinnovation. The results show that: ecoinnovation has a significant negative impact on the shortterm economic performance, while on the longterm is positive; Besides function heterogeneity, TMT age and tenure heterogeneity are all have a significant positive moderating effect on the relationship between ecoinnovation and shortterm economic performance; TMT heterogeneity has no moderating effect on the relationship between ecoinnovation and longterm economic performance.
  Key words:carbon emission; ecoinnovation; top management team heterogeneity; economic performance; thermal power firm
  生态创新由于兼具环保、经济的双重优势而备受关注[1]。国内外有关生态创新的研究主要集中在对波特假说的验证,即恰当的环境管制能刺激企业实施生态创新(弱波特假说),进而提高竞争力(强波特假说)[2]。弱波特假说已得到支持,而强波特假说却存在争议[3],焦点在于生态创新在环保的同时能否真正带来盈利。
  相关研究表明,生态创新与经济绩效之间存在正相关[4~6]、负相关[7]、U型或倒U型的关系[8]。
  学者们得出不一致结论的可能原因在于生态创新在不同时期内产生的经济影响不同。因此,在对时期进行划分的基础上,本文认为生态创新与经济绩效存在三个相互作用的阶段,表现为复杂的N型曲线关系。
  高管对环保持支持态度能促进企业的环保实践[9],高管文化水平也与生态创新正相关[10]。可见,高管认知将作用于企业生态创新。高阶理论认为,高管的背景、经历、价值观等会对组织决策及绩效产生重大影响[11],而高管在这些维度上的不同也必将导致其认知存在差异。因此,相对于同质性的高管团队而言,异质性高管团队的决策过程及其对企业绩效的影响也必将因其认知多样化而表现得更为复杂。那么,这种复杂的认知会如何影响生态创新与经济绩效之间的关系?
  基于以上问题,本文探讨了生态创新对经济绩效的影响及高管团队异质性对二者关系的调节作用。目前,以煤炭为主要燃料的火力发电行业环境成本最高,如何降低火电行业的碳排放是社会关注的热点。因此,本文实证研究的数据全部源于国内火力发电行业上市公司,以期能对火电行业的环保实践起到指导作用。
  1文献回顾与研究假设
  11生态创新与经济绩效
  关于生态创新与经济绩效的关系,存在两派观点:传统派和修正派。传统派指出,实施生态创新使资源从原生产领域转移到了相对陌生的环保领域,既增加了投资风险,也改变了资源配置方式,导致效率下降[12],不利于经济绩效的提升。修正派认为,生态创新能满足环保要求,进而帮助企业获得合法性这类杠杆资源[13],撬动诸如政治(税收优惠)、商业(顾客偏好)、社会(公众拥护)等资源[6]。这类资源通常难以模仿,因而具备竞争力[14],能促进经济绩效。   可见,传统派侧重资源配置方式被破坏,修正派侧重异质性资源的获取。杨静认为组织惰性(破坏资源配置)、柔性(获取异质性资源)同时存在于生态创新的实施过程,并随实施的深入,两者的作用程度也在发生改变,最终导致生态创新、经济�效之间呈现两阶段、倒U型曲线关系[8]。本文认为,在两种机制的作用下,生态创新、经济绩效之间呈现的是更复杂的三阶段、N型曲线关系(如图1):(1)初期,因生态创新的实施还不深入,资源配置被破坏引致的成本小于合法性带来的收益,经济绩效得到提升,但持续时间很短;(2)短期,随生态创新实施的深入,资源配置的破坏引起的效率下降越发明显,合法性带来的收益难以补偿成本,造成经济绩效下降;(3)长期,经过学习和调整,组织适应了生态创新,其优势得以发挥,投资逐渐产生回报,最终提高经济绩效。本文将重点分析(2)、(3)阶段。基于此,提出以下研究假设:
  H1a:生态创新与短期经济绩效显著负相关;
  H1b:生态创新与长期经济绩效显著正相关。
  12高管团队异质性的调节作用
  有关高管团队异质性的研究主要基于信息决策理论和社会类化理论。前者认为异质性高管团队具备多元的视角和知识,有助于深刻、全面地理解问题,能提高决策效率,促进绩效[15]。而后者认为异质性易导致团队成员根据人口统计特征对其他成员作内、外的区分,既不利于合作也阻碍了信息交流[16],降低了决策效率,对绩效存在负面影响[17]。
  两种理论均能解释高管团队与企业绩效之间的关系[18]。然而,尽管国内也有研究认为异质性高管团队有助于建立广泛的内外联系,能获取更多的资源和信息[19],支持了信息决策效应,但在国内背景下社会类化理论的解释力却更强[20]。可能的原因在于,国内背景下信息决策效应的发挥受到时限。团队成员的类化并非短期内就能形成,短期由于类化程度不高,社会类化效应的负面作用尚不明显,信息决策效应能够得到发挥;但随时间的推移,社会类化效应的负面作用开始显现,导致沟通产生障碍,信息决策效应被抑制。因此,异质性的优势可能更多表现在短期。基于此,提出以下研究假设:
  H2a:高管团队异质性对生态创新与短期经济绩效之间的负相关关系具有正向调节作用;
  H2b:高管团队异质性对生态创新与长期经济绩效之间的正相关关系具有负向调节作用。
  本文的概念模型如图2所示。
  2研究方法
  21样本选取和数据来源
  选取火力发电行业全部29家A股上市公司2009~2014年的数据进行实证研究。相关数据来源于东方财富数据库和CSMAR数据库。
  剔除在考察期内上市的公司(1家)及数据不全的数据(4组),最终得到164组有效数据。采用面板数据的处理方法进行回归分析,以同时控制截面和时变两种效应。
  22变量的定义和测量
  221自变量
  生态创新。过度的碳排放是形成温室效应的主要原因。如某项行为在降低碳排放的同时也能带来盈利,那么该行为属于生态创新的范畴。基于以上思路对生态创新进行测量。
  国内火电企业用于发电的原料主要是煤炭,其燃烧产物是企业碳排放的主要来源。依据IPCC《国家温室气体排放清单指南》提供的公式计算碳排放:
  E=∑ni=1ECi×Si×EFi(1)
  式(1)中,E为碳排放量,ECi为能源i的消耗量,Si为能源i的标准煤折算系数,EFi为能源i的碳排放系数。
  通过手工整理企业年报中供电量及供电煤耗的数据计算煤炭消耗量:
  C=K×R(2)
  式(2)中,C为煤炭消耗量,K为供电量,R为供电煤耗。供电煤耗指提供单位电量消耗的标准煤量,因此按式(2)计算即得折算成标准煤后的煤炭消耗量。那么,火电企业碳排放量的计算公式可表示为:
  E=K×R×EFC(3)
  式(3)中,EFC为煤炭的碳排放系数。相关机构测得的碳排放系数如表1所示,本文取平均值来计算碳排放量。
  为直观反映生态创新环保、经济的双重内涵,本文将其测量指标构造如下:
  EIDn=En-1NPn-1-EnNPn(4)
  式(4)中,EIDn表示第n年的生态创新度,En为第n年企业碳排放量,NPn为第n年剔除了物价变化后的企业净利润。式(4)表明,如企业该年度的单位净利润碳排放量与上一年度同比减少,那么减少的程度可反映该年度生态创新的程度。
  222因变量
  经济绩效。ROE、ROA等会计指标主要衡量了企业的短期盈利能力,难以反映长期绩效。已有学者采用Tobins Q值来测量长期绩效[16,20,23],即公司市场价值(股权、负债的市值之和)与资本重置成本之比。本文沿用薛有志等学者的方法,分别以流通股股价78%和86%的折扣来计算限售股股价[23],并据此计算Tobins Q值:
  TobinsQ1=TS×TSP+RS×TSP×(1-78%)+DPTAP(5)
  TobinsQ2=TS×TSP+RS×TSP×(1-86%)+DPTAP(6)
  上式中,TS、RS分别为流通股股本、限售股股本,TSP为流通股股价,TAP为总资产账面价值,DP为负债账面价值。用ROE、ROA测量短期经济绩效,用Tobins Q测量长期经济绩效。
  223调节变量
  高管团队异质性。主要考察年龄、职位任期、职能背景三方面的异质性。用标准差系数来反映年龄、职位任期这类连续变量的异质性。系数越大,异质性程度越高。根据上市公司年报中披露的高管简历,以高管进入团队之前从事时间最长的职业为标准进行分类,分别计算各种职业的高管占团队总人数的比例,使用赫芬达尔指数来计算职能背景异质性:   H=1-∑ni=1p2i(7)
  式(7)中,pi为第i类职业的高管人数占团队总人数的比例,n为职业的种类。H值介于0和1之间,值越大表明异质性程度越高。
  224控制变量
  选取企业年龄、企业规模、高管团队规模和高管团队平均年龄作为控制变量。以企业成立时间到观察年度所经历的年限来计算企业年龄,用观察年度内企业总资产的自然对数、高管团队总人数及其平均年龄来反映该观察年度的企业规模、高管团队规模和高管团队平均年龄。
  3数据分析与结果
  31描述性统计和相关性分析
  表2为描述性统计结果,包括变量均值、标准差及相关系数矩阵。从相关关系来看,初步显示生态创新与短期经济绩效显著负相关。更准确的结论有待进一步检验。
  32回归分析
  表3、表4分别报告了生态创新对短期、长期经济绩效的回归结果及高管团队异质性在短期、长期内的调节作用。回归前进行了VIF检验,结果表明不存在严重的多重共线性。
  模型M11、M21检验了生态创新对短期经济绩效的影响。结果显示,生态创新与短期经济绩效显著负相关(ROE,β=-0027,p<005;ROA,β=-0005,p<01)。假设H1a得到支持。
  模型M12和M22、M13和M23、M14和M24分别检验了高管团队年龄、职位任期、职能背景异质性对生态创新与短期经济绩效之间关系的调节作用。模型M12和M22显示,高管团队年龄异质性对二者关系存在显著的正向调
  节作用(ROE,β=0760,p<01;ROA,β=0180,p<01)。模型M13和M23显示,高管团队职位任期异质性对二者关系也存在显著的正向调节作用(ROE,β=0005,
  p<01;ROA,β=0014,p<01)。而模型M14和M24显示,高管团队职位任期异质性对二者关系的调节作用不明显(ROE,β=-0100,p>01;ROA,β=-0024,p>01)。假设H2a只得到部分支持。
  模型M31、M41检验了生态创新对长期经济绩效的影响。生态创新对长期经济绩效的回归系数为正,与假设H1b的预测一致,但不显著(Tobins Q1,β=00002,p>01;Tobins Q2,β=00002,p>01)。而模型M34、M44显示,在新增了高管团队异质性的相关变量之后,生态创新对长期经济绩效的解释力增强,二者呈现出显著的正相关关系(Tobins Q1,β=0001,p<01;Tobins Q2,β=0001,p<01)。假设H1b得到支持。
  模型M32和M42、M33和M43、M34和M44分别检验了高管团队年龄、职位任期、职能背景异质性对生态创新和长期经济绩效之间关系的调节作用。模型M32和M42显示,高管团队年龄异质性对二者关系的调节作用不显著(Tobins Q1,β=0001,p>01;Tobins Q2,β=0001,p>01);模型M33和M43显示,职位任期异质性对二者关系的调节作用不显著(Tobins Q1,β=-00003,p>01;Tobins Q2,β=-00002,p>01);模型M34和M44显示,职能背景异质性的调节作用也不显著(Tobins Q1,β=-0001,p>01;Tobins Q2,β=-0002,p>01)。假设H2b整体上未得到支持。
  4结论与讨论
  本文运用我国火力发电行业全部29家A股上市公司2009~2014年的数据,实证分析了火电企业的生态创新行为对经济绩效的影响及高管团队异质性对二者关系的调节作用。结果发现:(1)火电企业实施生态创新对短期经济绩效存在负面影响,但有利于长期经济绩效的提升;(2)高管团队年龄、职位任期异质性对生态创新与短期经济绩效的负相关关系具有显著的正向调节作用,但职能背景异质性对二者关系的调节作用不明显;(3)高管团队异质性对生态创新与长期经济绩效之间的关系不存在调节作用。
  从结论上看,通过适当调整团队成员来提高年龄、职位任期异质性可缓解生态创新对短期经济绩效的负面效应。但高管的变更往往是为了适应公司战略的发展要求,如仅为追求降低生态创新的短期负面作用而变更团队成员,未免效率低下。因此,本文结论的指导意义在于,如高管团队已在年龄或职位任期上具备异质性,那么这将成为企业实施生态创新的优势。
  本文的理论贡献有:(1)从人力资源的角度揭示了高管团队存在适当程度的异质性将有利于火电企业生态效率的提高;(2)从生态创新的内涵出发,运用企业碳排放量和净利润的数据,构造了生态创新的测量指标――生态创新度;(3)在以时期为标准对经济绩效进行划分的基础上,提出了生态创新与经济绩效之间的三阶段N型曲线。
  本文的局限在于:一方面,实证研究的数据仅来源于火电行业,因此结论可能并不能完全迁移到其他高污染行业;另一方面,生态创新度的构建依赖于碳排放量,而目前有关企业碳排放的精确计量研究还不成熟,且行业间由于碳排放源的不同也将导致其计量方式存在差异。所以,生态创新度的普适性还有赖企业碳排放的计量研究领域有所突破。
  参考文献:
  [1]James P.The Sustainability Circle:A New Tool for Product Development and Design[J].Journal of Sustainable Product Design,1997,2(5):52-57.
  [2]Porter M E.Americas Green Strategy[J].Scientific American,1991,264(4):193-246.
  [3]董�f,石磊.“波特假说”――生态创新与环境管制的关系研究述评[J].生态学报,2013,33(3):809-824.   [4]Irene Eleonora Lisi.Translating Environmental Motivations into Performance:The Role of Environmental Performance Measurement Systems[J].Management Accounting Research,2015,29:27-44.
  [5]黄蝶君,赖作卿,李桦.政府规制、生态创新与农业企业生态及经济绩效[J].软科学,2016(9):28-31
  [6]彭雪蓉,魏江.生态创新、资源获取与组织绩效――来自浙江省中小企业的实证研究[J].自然辩证法研究,2014(5):60-65.
  [7]Stanwick P A,Stanwick S D.The Relationship between Corporate Social Performance,and Organizational Size,Financial Performance,and Environmental Performance:An Empirical Examination[J].Journal of Business Ethics,1998,17(2):195-204(10).
  [8]杨静,施建军.企业生态创新与经济绩效曲线关系研究[J].科技进步与对策,2015(13):95-99.
  [9]李怡娜,叶飞.高层管理支持・环保创新实践与企业绩效――资源承诺的调节作用[J].管理评论,2013,25(1):120-127.
  [10]彭雪蓉,刘洋.行业可见性、创新能力与高管认知对企业生态创新行为的影响[J].研究与发展管理,2015,27(5):68-77.
  [11]Hambrick D C,Mason P A.Upper Echelons:The Organization as a Reflection of Its Top Managers[J].Academy of Management Review,1984,9(2):193-206.
  [12]Walley N,Whitehead B.Its Not Easy Being Green[J].Harvard Business Review,1994,72(3):46-51.
  [13]Zimmerman M A,Zeitz G J.Beyond Survival: Achieving New Venture Growth by Building Legitimacy[J].Academy of Management Review,2002,27(3):414-431.
  [14]Baum J A C,Dobbin F.Firm Resources and Sustained Competitive Advantage[J].Journal of Management,1991,17(1):99-120.
  [15]Simons T,Smith K A.Making Use of Difference:Diversity,Debate,and Decision Comprehensiveness in Top Management Teams[J].Academy of Management Journal,1999,42(6):662-673.
  [16]Ndofor H A,Sirmon D G,He X.Utilizing the Firms Resources:How TMT Heterogeneity and Resulting Faultlines Affect TMT Tasks[J].Strategic Management Journal,2014,36(11):1656-1674.
  [17]Haleblian J,Finkelstein S.Top Management Team Size,CEO Dominance,and Firm Performance:The Moderating Roles of Environmental Turbulence and Discretion[J].Academy of Management Journal,1993,36(4):844-863.
  [18]贺远琼,杨文,陈昀.基于Meta分析的高管团队特征与企业绩效关系研究[J].软科学,2009,23(1):12-16.
  [19]任兵,魏立群,周思贤.高层管理团队多样性与组织创新:外部社会网络与内部决策模式的作用[J].管理学报,2011,8(11):1630-1637.
  [20]王雪莉,马琳,王艳丽.高管团队职能背景对企业绩效的影响:以中国信息技术行业上市公司�槔�[J].南开管理评论,2013,16(4):80-93.
  [21]汪刚,冯霄.基于能量集成的CO2减排量的确定[J].化工进展,2006,25(12):1467-1470.
  [22]徐国泉,刘则渊,姜照华.中国碳排放的因素分解模型及实证分析: 1995-2004[J].中国人口・资源与环境,2006,16(6):158-161.
  [23]薛有志,周杰.产品多元化・国际化与公司绩效――来自中国制造业上市公司的经验证据[J].南开管理评论,2007,10(3):77-86.
  (责任编辑:李镜)


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