一、引言

习近平总书记在主持召开中央财经委员会第九次会议时指出，要把碳达峰、碳中和纳入生态文明建设整体布局，实现国家经济绿色发展。中央提出的绿色发展理念能否转化为政策红利，取决于环境污染关键市场主体的应对策略，^[1]亦即，离不开企业的绿色创新行为。与传统创新相比，绿色创新属于一种考虑到节约资源以及降低环境污染的创新，真正实施绿色创新的企业一般会向风险投资者传递出可靠的信号，从而吸引投资。^[2]在当前资源环境约束日益加剧的背景下，企业绿色创新无疑是推动企业可持续发展、国家经济高质量发展的必要条件。

近年来，关于企业绿色创新与企业绩效的关系已成为国内外的研究热点，越来越多的学者把目光投向绿色创新的前因研究。具体而言，现有的企业绿色创新前因研究主要聚焦于环境、组织和个体三个层面。其中，环境层面的研究主要基于制度理论和利益相关者理论，识别政府、股东等利益相关者对企业绿色创新的激励与规范作用；^[3][4]组织层面的压力主要讨论企业协作及董事会治理等对企业绿色创新的影响；^[5][6]个体层面的研究主要基于高阶梯队理论和委托代理理论，关注高管特征对企业绿色创新的影响。^[7]而且，现有相关研究多聚焦于环境层面，探讨个体层面对企业绿色创新影响的研究还显得相对较少。而随着有些企业忽视政策规制和权力寻租等现象的突显，^[8]仅通过外部因素促进企业绿色创新存在一定的不足，进一步探究内部因素显得尤为重要。从公司治理内部因素看，高管作为企业的核心人员，直接决定了企业未来的发展方向与目标，同样亦直接对企业开展绿色创新活动具有关键性作用。^[9]

目前，在世界范围内，女性在职场中的作用日益受到重视，使得女性高管在高管团队中的参与度提高，“她力量”越来越能够影响企业决策和企业行为。依据高阶梯队理论，企业高层管理团队的人口统计学特征(性别、年龄、任期等)会影响企业的战略决策与经济绩效，^[10]亦必然会对企业绿色创新产生影响。^[7]出于生理结构等的不同，女性和男性的思维、决策方式亦会有所不同，从而会影响企业行为。目前，学术界对于女性高管与企业行为关系的研究颇为重视，主要集中在企业绩效、企业创新绩效和财务舞弊等方面，^{[11][12][13][14]}探讨女性高管与企业绿色创新关系的文献则相对较少。另外，基于社会角色理论，女性高管在自信、竞争、冒险性格特征方面劣于男性，对风险会更保守，倾向于风险规避型决策。由于企业绿色创新具有投资成本高、收益周期长和成功难以把握的特点，在资源和能力方面往往不具备优先配置权，高层管理者需要承担的风险较大，^[15]因而女性高管参与决策可能会对企业绿色创新产生抑制作用。不过，亦有研究基于澳大利亚649家企业的数据，指出企业中女性高管对环境问题更加重视，企业中女性领导角色的增加会增强出口强度对企业绿色创新的促进作用。^[16]那么，在中国具体情境下，女性高管参与对企业绿色创新会产生怎样的影响？其中涉及到的影响机制又是怎样？

此外，在委托代理理论下，如果控股股东掌握的的控制权远超于现金流权，公司价值就会越低。^[17]在控制权与现金流权高度分离的情形下，控股股东可能会为了获得私人收益而对中小股东进行侵害。而绿色创新作为一个高风险的项目，控股股东往往更不愿去承担如此大的风险，反而更愿意投资见效快的项目，尽可能在短期内获得自身的最大利益。一般来说，控股股东拥有的股权越多，就会越积极参与公司的日常经营，并主动监督管理层的行为活动，从而维护自身及公司的权益。^[18]但是，当控股股东的持股比例较高时，其对上市公司就有较大的控制权，会通过操纵管理层来实现自己利益的最大化。因此，当控股股东想减少乃至规避企业绿色创新时，这会如何影响女性高管参与对企业绿色创新的影响？

为了回答上述问题，本文以2010—2020中国沪深两市A股上市公司为研究样本，实证检验了女性高管参与对企业绿色创新的影响以及控股股东控制权与现金流权的两权分离度在其中的调节作用，并探讨了相关情境下女性高管参与和企业绿色创新二者之间关系的异质性，且考察了女性高管参与影响企业绿色创新的相关中介机制。此外，本文还基于纳入女性高管平均受教育水平、企业产权性质、企业所处地域发展程度、两职分离治理特征等不同情境变量，进一步考察了女性高管参与对企业绿色创新的影响的差异性。

本文可能的边际贡献主要体现在三个方面：(1)本文将女性高管对公司治理与战略影响的研究拓展至企业绿色创新领域，丰富了高管特质与企业绿色创新的相关研究，提供了高阶梯队理论在中国情境下适用性的新证据；(2)本文实证检验了女性高管参与对企业绿色创新的影响，并考察了控股股东控制权与现金流权的两权分离度对此影响的调节作用，并将高管团队风险偏好纳入研究框架，揭示了女性高管参与和企业绿色创新之间的“黑箱”；(3)本文为企业基于自身的绿色战略定位培养高管层能力及素质、优化领导权结构设计、加强股权结构顶层设计等提供了启示，为政府支持企业绿色创新提供了政策涵义。

二、制度背景、理论分析与研究假设 (一) 制度背景

改革开放后，在中国经济快速增长的同时，环境污染和生态破坏已经成为制约经济可持续发展的主要瓶颈。基于此，中国亦提出了低碳经济发展战略，长期以来寻求生态与经济发展的平衡点。根据庇古税原理，作为市场型环境规制重要工具的环境税或排污费，针对企业环境污染产生的负外部性，通过将污染排放单位成本内部化的方式可以有效推动企业减少污染，并在发达国家取得了良好的治理效应。因此，中国借鉴发达国家经验，先后确立了排污收费制度等一系列法律制度和推行“绿色税法”——《环境保护税法》，对资源节约、环境保护和生态文明建设具有重要的意义，有助于中国社会形成鲜明的绿色发展导向，激发广大企业履行社会责任、主动追求自身的可持续发展，助推中国经济实现更高质量的发展。然而，为了鼓励企业实施绿色创新行为，政府往往将可观测到的企业绿色创新产出作为给予补贴支持和税收优惠的重要前提，^[19]这会影响到管理层实施企业绿色创新战略的动机与出发点，致使管理层存在利用企业绿色创新活动来侵占利益相关者利益的可能，^[20]从而降低企业绿色创新的质量与管理层履行社会责任的主动性。由此可知，仅凭外部政策的规制尚不能充分调动企业绿色创新的积极性，而是还要从内部高管层发力，提高高管层自身实施企业绿色创新的意愿，从源头促进企业的绿色创新。

为了破除社会陈旧的“男女不平等”现象、改善企业治理结构，国家出台了一系列政策文件来保证女性参与企业高层管理的权力。2011年，国务院出台的《中国妇女发展纲要(2011—2020年)》强调要提高高等技能劳动者中的女性比例，增加女性在决策层的“话语权”。2012年，深圳市出台的《深圳经济特区性别平等促进条例》再次强调要给予男女两性同等重视，保证男女同等资源，得到同等发展。根据南开大学中国公司治理研究院的研究，在2012—2021年间，中国拥有女性董事的公司由1079家增至3150家，占比由46.35%增长至76.20%。事实上，女性高管不仅仅是人数的比例在不断上升，她们在公司治理中所扮演的角色和担任的职能亦越来越重要。就此而言，“她力量”已成为公司治理研究中不可忽略的重要一环，其对企业绿色创新的影响不容忽视。

(二) 理论分析与研究假设 1、女性高管参与对企业绿色创新的影响

企业的绿色创新活动兼具环保和创新的双重特征。一方面，企业绿色创新活动的环保属性决定其存在环境保护与技术溢出的正外部性，^[21]有助于企业提升社会形象和实现可持续发展，这对所有利益相关方均具有积极的影响，但企业绿色创新活动的成本却由企业独自承担，且远超出一般性创新的成本。^[22]另一方面，企业的绿色创新活动的创新属性决定其在研发、实用化和商业化各个阶段存在较大的不确定性，企业绿色创新活动可能导致企业竞争力的丧失。^[23]环保的外部性与创新的风险性使得管理者对企业绿色创新活动缺乏激励，如何克服绿色技术自身的外部性与风险性，对企业解决绿色创新水平不足问题十分重要。基于高阶梯队理论，管理者会依据自身的价值观念进行决策，公司的战略决策实质上是环境因素被高管的有限认知和价值判断过滤后的结果，^[10]因而拥有不同特质的高管往往会对公司的战略决策产生不同的影响。而在高阶梯队理论下，性别差异是解释高管战略决策异质性的重要因素，^[24]对企业的创新活动乃至绿色创新活动都会产生重要影响。在考察企业绿色创新行为时，不应该忽视高管性别对其行为的导向作用。基于此，本文将研究视角投向高管性别，探讨女性高管自有的行为特征会对企业绿色创新带来怎样的影响。

已有的社会学与心理学研究表明，两性与生俱来存在着生理差异，存在女性体内的单胺氧化酶浓度更高，而这类物质能够激发女性的风险规避意识。^[25]因此，在高管团队具有风险性质的战略投资决策过程中，相较于男性，女性高管更倾向于作保守与稳健的决策，在面对未知风险时倾向于选择规避的立场，或容易犹豫不决。^[26]又因为企业绿色创新需要投入大量的资金，且本身存在滞后性的特点，短期内并不能显著为企业带来收益，风险较高，为此需要高层管理团队的较高的风险偏好程度。因此，当女性高管人数占高管团队人数的比例提高、女性高管决策对团队决策的影响力增大时，高管团队对高风险的项目更容易“退避三舍”，从而在面临绿色创新活动时倾向于选择逃避，^[27]寻求企业绿色创新的可能性较小，进而使企业绿色创新战略的实施受阻。

同时，基于女性关怀伦理学，人类从刚出生开始，就会因为性别的不同而产生不同的道德观念和行为模式。^[28]在面临决策问题时，女性高管存在“移情关怀”，具有更高的道德水平，会更加遵守社会规则和制度，比男性更具有社会责任感，从而更利于企业履行社会责任。^[29]绿色创新不单是为了企业经济层面的提升，更是为了保护自然环境，促进可持续发展，此亦是企业履行社会责任的重要一环。已有研究指出，企业中女性领导者对环境问题更敏感，从而能够促进绿色创新。^[16]因此，从这个角度来看，女性更注重关怀伦理和更具责任感的特点会促使其更加关注企业绿色创新，以满足利益相关者的绿色期望，并获得可持续的绿色竞争优势。

综上分析，本文提出如下假设：

H1a：给定其他条件不变，女性高管参与会抑制企业绿色创新。

H1b：给定其他条件不变，女性高管参与会促进企业绿色创新。

2、控制权与现金流权两权分离度的调节效应

在股权集中的背景下，控股股东与外部中小股东之间的代理冲突成为公司主要的代理问题。^[30]在股权结构高度集中且控股股东控制权与现金流权严重偏离的情形下，处于优势地位的控股股东为了使自身利益最大化，往往会参与到甚至控制管理层的决策，而这大概率会侵犯到中小股东的利益，因而在此情形下，公司治理的显要问题是控股股东与中小股东之间存在的第二类代理问题。

控股股东拥有对公司现金流的要求权(现金流权)和基于所有权衍生出来的决策权(控制权)。^[31]控股股东采取的金字塔结构、交叉持股和双重股权等方式会使他们更容易拥有远超现金流权的控制权。当控股股东的控制权和现金流权差距较大时，控股股东会有强烈的动机参与到管理层的决策中以谋取私利，即控股股东会采取“掏空”行为，侵占中小股东和外部投资者的利益。并且，控制权与现金流权的分离程度越高，大股东谋求私利的欲望会越盛，控股股东侵害中小股东利益的动机会增强，代理成本则以指数方式上升。^[32]与此同时，由于控股股东在公司中持有占比较大的股份，因而其在公司的风险中会承担比中小股东更大的潜在损失，因此，控股股东具有动机去作出更加保守、安全的决策，从而放弃未来收益大但风险高的经营项目。^[33]又因为企业绿色创新是一项高投资、高风险的项目，需要大量资金支持，且回收周期长，被第二类代理问题影响的控股股东会有很大的意愿去规避此类行为，从而会弱化管理层实施企业绿色创新战略的倾向。如果女性高管对企业绿色创新具有抑制作用，则其控制权与现金流权两权分离度高的控股股东的决策与女性高管的决策大概率一致，从而会强化这一影响；如果女性高管对企业绿色创新具有促进作用，则控股股东的“绝对话语权”会阻碍高管层对企业绿色创新的积极决策及行为，从而会削弱这一影响。

综上分析，本文提出如下假设：

H2a：控制权与现金流权分离度越高，女性高管参与对企业绿色创新的抑制越强。

H2b：控制权与现金流权分离度越高，女性高管参与对企业绿色创新的促进越弱。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

本文选取2010—2020年中国沪深两市A股上市公司作为初始样本，基于剔除金融类公司、ST、ST^*公司以及相关财务数据缺失的公司，最终获得有效样本3753家公司，共计27679个公司—年度观测值。

本文用于测量企业绿色创新的绿色专利数据和用于测量企业创新的专利数据均来自中国研究数据服务平台(CNRDS)，两权分离度、CEO个人信息数据、董事会结构数据、高管层结构数据、企业特征数据等则均来自国泰安数据库(CSMAR)。本文依据证监会《上市公司行业分类指引》(2012年修订版)二位数行业代码对公司所属行业进行划分。

为了消除异常值影响，本文对所有连续变量均进行了1%水平的Winsorize缩尾处理。

(二) 变量选取与测量 1、被解释变量

被解释变量为企业绿色创新(IPC)。本文借鉴王珍愚等的做法，^[34]以企业当年申请的绿色专利数量与当年申请的所有专利数量之比来测量企业绿色创新。其中，上市公司的创新专利申请信息来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)的创新专利数据库(包括发明专利申请、实用新型专利申请和外观设计专利申请)，绿色专利申请信息(包括绿色发明专利申请和绿色实用新型专利申请)则来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)的绿色专利数据库。在后续的稳健性讨论中会以虚拟变量作为企业绿色创新的度量方式，以确保研究结果稳健。

2、解释变量

解释变量为女性高管参与(Fepro)。对此，可以用两种方法测量。方法一是构造虚拟变量，有女性高管的企业取1，否则取0；方法二是用女性高管的人数占比，即女性高管人数除以高管总人数，来衡量女性在高管团队中的任职情形。其中，采用方法二，不仅能够考察企业是否存在女性高管参与对企业绿色创新的影响问题，而且能更好地判断女性高管的参与程度对企业绿色创新的影响，比例越大，参与程度往往越高。并且，在本文研究的3753家样本公司中，81.14%的样本公司(3045家)均拥有至少一名女性高管。因此，本文选取方法二来衡量女性高管参与程度。^[11]其中，高管包括董事会成员、总经理、副总经理、财务总监、营销总监、技术总监等。

3、调节变量

调节变量为两权分离度(Dev)。本文参考既有相关研究，^[35][36]采用控制权与现金流权之差来衡量控股股东控制权与现金流权的分离度。

4、控制变量

有效的公司治理会推动企业绿色创新，糟糕的公司治理则会降低企业绿色创新的效率，乃至危害股东及社会，^[37]而董事会及高管特征会对企业的监督效果产生重要影响，进而影响到公司治理的效果。^[6]因此，本文从董事会规模(Board)、董事会独立性(Indep)和高管团队规模(TMnum)方面控制公司治理因素。参考齐绍洲等的研究，^[38]企业绿色创新可能会受到企业规模(Size)、所有权性质(State)、盈利能力(Roa)和企业总收入(Income)的影响，为此，本文控制了这些变量的影响。而企业年龄(Age)越大，知识积累越多，企业创新的绩效会更强，^[39]为此，本文亦控制了企业年龄的影响。此外，参考李青原和肖泽华的研究，^[40]本文还控制了管理层激励(Share)、经营现金流(Cash)和成长性(Growth)的影响。与此同时，本文纳入了年度(Year)和行业(Industry)因素的固定效应。

本文主要变量及其测量方法具体见表 1。

(三) 模型构建

为了验证女性高管参与对企业绿色创新的影响，本文构建以下模型：

$ IP{\rm{ }}{C_{i,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Fepr\,{o_{i,t}} + {\alpha _2}Control\,{s_{i,t}} + {\varepsilon _{i,t}} $

(1)

其中，被解释变量IPC为企业绿色创新，解释变量Fepro被用来代表公司内部女性高管的参与度，Controls代表一系列控制变量，ε为误差项。

为了验证前述控制权与现金流权两权分离度的调节作用，本文在模型(1)的基础上加入了两权分离度(Dev)以及两权分离度与女性高管参与的交互项(Fepro_Dev)，藉此，构建以下模型：

$ \begin{array}{*{20}{l}} {IP\,{C_{i,t}} = {\lambda _0} + {\lambda _1}Fepr\,{o_{i,t}} + {\lambda _2}De{v_{i,t}} + {\lambda _3}Fepr\,o\_De{v_{i,t}} + {\lambda _4}Control\,{s_{i,t}} + {\varepsilon _{i,t}}} \end{array} $

(2)

四、实证结果与分析 (一) 描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表 2所示。由表 2可知：(1)企业绿色创新(IPC)的均值为0.069，表明中国上市公司对企业绿色创新的重视程度还远远不够；(2)女性高管参与(Fepro)的均值为0.163，表明中国上市公司中女性高管的参与度较低、话语权较弱。

(二) 相关性分析

表 3展示了本文主要各变量之间的Pearson相关系数。从表 3中可以看出：(1)在单变量分析的情形下，女性高管参与(Fepro)与企业绿色创新(IPC)在1%的显著性水平上显著负相关，说明女性高管参与会抑制企业绿色创新，本文的假设H1a得到初步验证，但尚需后续回归分析对此作出进一步验证；(2)在选取的控制变量中，绝大多数都与企业绿色创新(IPC)在5%、1%的显著性水平上显著相关，说明本文对控制变量的选取是合适的；(3)控制变量之间的相关系数均在合理范围之内。

本文进一步地作了变量的方差膨胀因子(VIF值)检验，发现各变量的VIF值均小于6，平均VIF值为2.01，VIF值远远低于经典门限值10。据此，可以认为本文构建的模型不存在严重的多重共线性问题。

(三) 回归结果与分析

表 4报告了本文前述构建模型的实证回归结果。表 4第(1)列代表女性高管参与对企业绿色创新的影响的主效应回归结果。从中可以看出，女性高管参与(Fepro)对企业绿色创新(IPC)的回归系数为-0.0363，且在1%的显著性水平上显著，说明女性高管参与度的提高会抑制企业绿色创新，这一结果验证了上述的假设H1a，H1b得到否定。说明女性高管参与度提高可能会在一定程度上降低高管团队整体的风险偏好程度，从而使高管团队整体会更偏向风险规避型的决策，进而影响到企业的风险承担能力，由此，企业会更倾向于将资源投向回报较为稳定、成本回收周期较短的项目，而非企业绿色创新类高风险、高投资的项目。

表 4第(2)列对应模型(2)的检验，Fepro_Dev的系数为-0.0016，且在10%的显著性水平上显著。这表明控制权与现金流权的两权分离度会正向调节女性高管参与对企业绿色创新的作用，即两权分离度越高，女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用越强，假设H2a得到验证。说明当控制权与现金流权两权分离较高时，会增加控股股东侵害中小股东利益的行为倾向，因为相较于选择高投资、高风险、回报周期长的绿色创新项目，控股股东为了保障自己的利益，更倾向于选择短平快的投资项目，其操控的管理层会因此缺乏持续向企业绿色创新活动投资的动力，从而会强化女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用。

(四) 异质性分析

相当一部分企业将创新作为一种“策略性”活动，注重创新的量而非质。^[41]“高质量”发明专利被认定为实质性创新，而申请实用新型专利被视为“策略性”创新。^[19]

为了比较这一异质性，本文使用绿色发明专利申请占比和绿色实用新型专利申请占比作为企业绿色专利申请占比的替代变量。本文选用发明专利申请和实用新型专利申请中绿色专利申请的占比来验证不同专利类型受到女性高管参与影响的程度。表 5为按照绿色专利类型分组后，女性高管参与对企业绿色创新的影响。结果表明：首先，女性高管参与会抑制两类企业绿色创新专利；其次，女性高管参与对风险性更高的绿色发明专利的抑制作用更强，这可能是因为绿色发明专利的风险性更高、创新属性更强，因此女性高管对申请绿色发明专利具有更强的规避意愿，从而会在更大程度上抑制企业绿色创新活动。

(五) 内生性处理与稳健性检验 1、Heckman两阶段检验

本文参考卢建词和姜广省的研究，^[7]将滞后两期的同行业其他公司具有绿色经历的CEO的比例作为工具变量，采用滞后一期的同行业其他公司的女性高管比例(Fepro_ind)作为工具变量，剔除了4050个女性高管参与(Fepro)数据缺失的观测值。此外，为了适用Heckman两阶段估计法，此处引入女性高管虚拟变量(Fepro_dum)作为自变量，如果当年有女性高管在公司任职，则取值1，否则，取值0。表 6第(1)列显示了第一阶段估计结果, 女性高管比例(Fepro_ind)的估计系数显著为正，表明滞后一期同行业其他公司的女性高管比例确实影响公司聘任女性高管的概率，表 6第(2)列显示了第二阶段将企业绿色创新作为因变量的估值结果。结果显示，在考虑了内生性问题之后，女性高管虚拟变量(Fepro_dum)的估计系数在1%的显著性水平上仍然显著为负，假设H1a的结论仍然成立。

2、倾向得分匹配(PSM)

本文选取的样本为女性高管参与和企业绿色创新数据均未缺失的样本，可能存在样本自选择的问题。为了排除内生性的干扰，本文采用PSM方法对样本进行1:1的匹配，以剔除样本间的筛选效应。具体方法如下：(1)按照企业当年是否有女性高管分成处理组和控制组，得出匹配后(Matched)的变量标准化偏差均低于10%，说明匹配后(Matched)的样本在其他特征上都更为接近，且分析了T检验结果，发现匹配后大部分变量T检验的P值均大于10%，说明匹配后基本消除了处理组和控制组之前存在的显著差异，从而样本间的筛选效应得以剔除；(2)对PSM后得到的13361个公司—年度观测值再次进行回归，回归结果见表 7第(1)列，可以看出，在控制了企业特征之后，女性高管参与(Fepro)的回归系数仍保持负向显著，p < 0.01，回归系数为-0.0467，再次验证了假设H1a。

3、指标敏感性检验

由于女性高管参与对高管团队的风险偏好或企业的风险承担能力和企业绿色创新决策的影响可能在一段时期后才能显现，且创新专利申请存在一定的滞后性，因此，为了避免创新专利滞后给实证结果带来的负面影响，本文将绿色专利申请量和创新专利申请量一同滞后一至三期，形成新的绿色专利申请量与创新专利申请量之比，即形成新的被解释变量，在此过程中，分别剔除了4042个、7563个、10831个女性高管参与(Fepro)数据缺失的观测值。表 7中的第(2)列、第(3)列、第(4)列反映了将绿色专利申请量占创新专利申请量的比例滞后一期、二期、三期后所形成的新的回归结果，女性高管参与(Fepro)与企业绿色创新的代理变量(IPC)仍在1%的置信水平上负相关，与前述结论一致。

4、变量替换和更换模型检验

在上述分析中, 本文采用企业绿色创新专利申请数的比例来测量企业绿色创新，为了保证结果的可靠性，本文参考卢建词和姜广省的做法，^[7]使用虚拟变量IPC0来衡量企业绿色创新。如果企业当年申请了企业绿色创新专利，则IPC0取值1，否则，取值0，并使用Logit模型检验。检验结果如表 8第(1)列所示。此外，本文参考范红忠等的做法，^[42]采用虚拟变量Fepro_dum测量女性高管参与，当企业存在女性高管时，取值1，否则取值0。检验结果如表 8第(2)列所示。检验结果显示，替换解释变量后，回归结果与前述实证结果无实质性差异，再次验证了假设H1a。本文还采用了Tobit模型检验控制模型对企业绿色创新左侧截取样本的偏误，检验结果如表 8第(3)列所示，假设H1a结论并未改变，进一步证明了本文主要结论比较稳健。

五、机制检验

本文前述理论分析认为，女性高管参与之所以会抑制企业绿色创新，是因为女性高管风险偏好更低，影响高管团队的风险规避倾向，进而降低企业的风险承担能力。而风险承担能力较高的企业的失败容忍度更高，且更倾向于兼具高收益和高风险的企业绿色创新，以实现企业的可持续发展。作为企业战略决策的主体，高管团队通常要对公司的风险决策承担难以转移和分散的责任，^[43]他们根据自身的特质进行有限理性的决策，因此企业的风险承担能力在很大程度上取决于高管团队的群体特征，而群体特征又不能忽视内部成员的影响。例如，海归高管的加入有利于提升高管团队整体风险承担的水平，^[44]而当越来越多的女性高管参与高管团队决策时，女性高管的话语权会增强，其风险厌恶倾向会增加整个高管团队风险厌恶情绪，进而作出不利于企业绿色创新的决策。

为了验证高管团队风险偏好在女性高管参与对企业绿色创新的影响中的中介机制，本文构建如下模型：

$ \begin{array}{*{20}{l}} {Ris\,{k_{i,t}} = {\delta _0} + {\delta _1}Fepr\,{o_{i,t}} + {\delta _2}Control\,{s_{i,t}} + {\varepsilon _{i,t}}} \end{array} $

(3)

$ { IP } C_{i, t}=\gamma_0+\gamma_1 { Fepr \,o }_{i, t}+\gamma_2 { Ris } \,k_{i, t}+\gamma_3 { Controls }+\varepsilon_{i, t} $

(4)

其中，Risk表示高管团队风险偏好(Risk)。由于高管团队风险偏好属于心理特征，利用问卷等数据可能会造成一定程度的失真，因而本文选用与此相关且客观的外在指标来衡量高管团队风险偏好。参考以往文献的做法，^[45]本文采用资产负债率来衡量高管团队风险偏好程度，即采用企业年末总负债占总资产的比重来衡量。根据温忠麟等对中介效应检验程序的分析，^[46]本文检验了高管团队风险偏好的中介效应。

高管团队风险偏好在女性高管参与对企业绿色创新的影响中发挥中介作用的回归结果如表 9所示。从表 9中第(1)列可以看出，女性高管参与(Fepro)的系数为-0.0143，且在5%的显著性水平上显著，说明女性高管参与确实能够显著降低高管团队风险偏好(Risk)。表 9第(2)列展示了女性高管参与、高管团队风险偏好与企业绿色创新的回归结果。其中，女性高管参与的回归系数为负，高管团队风险偏好的回归系数为正，并在1%的显著性水平上显著；第(1)列中Fepro的系数与第(2)列中Risk的系数乘积为负数，与第(2)列Fepro的系数同号。在使用更为严格的Sobel检验后，Sobel检验Z统计量为-2.250，且p < 0.05，由此推断，存在显著中介效应，表现为部分中介作用。此外，为保证中介效应结果的稳健性，本文参考范红忠等的做法，^[42]采用虚拟变量测量女性高管参与。当女性高管人数为0时，Fepro_dum取0，当女性高管人数大于0时，Fepro_dum取1。检验结果如表 9第(3)列、第(4)列所示，结论不变。

六、进一步研究 (一) 考察女性高管平均受教育水平的影响

前文基于高阶梯队理论，认为女性高管具有更强烈的风险规避意识，更倾向于作出保守的决策，从而会对高风险的企业绿色创新活动产生负面影响，且前文结果已证实了这一判断。但女性高管之间仍存在着个体的差异，特别是在人力资本方面存在差异。作为个人的认知能力、信息搜集处理能力、分析能力以及解决问题的能力等，个人的人力资本储备能够为企业有效的经营管理提供支持。^[47]已有研究表明，高管团队成员的受教育程度越高、学历水平越高，创新创造能力更强，有助于企业实施创新战略。^[48]同样地，女性高管在接受到更高等教育的情形下，会对企业绿色创新的风险、收益及意义具有更深刻的理解与判断，从而会作出更有利于企业可持续发展的决策，亦更有意愿推动企业实施绿色创新战略、开展企业绿色创新活动。为此，借鉴吴成颂和田雨霁的研究，^[49]用女性高管成员学历赋值之和占团队中女性高管总人数的比例来衡量高管团队中女性高管平均受教育水平(中专及中专以下取1，大专取2，本科取3，硕士研究生取4，博士研究生取5)，在剔除了14092个不含女性高管受教育水平信息的公司—年度观测值后，将样本按照女性高管平均受教育水平的中位数分为低学历水平和高学历水平，藉此对模型(1)进行分组回归，探讨在不同受教育水平下，女性高管参与对企业绿色创新的影响。

表 10中的第(1)列和第(2)列报告了按女性高管平均受教育水平高低进行分组的检验结果。其中，第(1)列中女性高管参与(Fepro)的系数显著为负，第(2)列中女性高管参与(Fepro)的系数为负，其绝对值小于第(1)列中女性高管参与(Fepro)的系数的绝对值，但并不显著。这表明，当女性高管平均受教育水平较低时，女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用更显著。究其原因，女性高管受教育程度的提升使她们在面对企业绿色创新活动时，能够更加全面和理性的思考，并更好地衡量风险与收益，从而能够缓解女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用。

(二) 考察企业产权性质的影响

国有企业的创新投资主要来源于政府补助，政府的“支持之手”会在一定程度上削弱竞争对国有企业的冲击，而企业绿色创新是一项高风险的创新活动，需要投入大量资金，但却不能保证回报，风险较大，因此财政补贴会在一定程度上降低国有企业绿色创新的负担与顾虑。^[50]并且，国有企业在追求利益的同时，亦承担着更多的社会责任与政治目标，因此更有可能支持符合国家与社会可持续发展的企业绿色创新，女性高管对企业绿色创新的抑制作用会削弱。相反，民营企业获得的政府补助较少，面临的竞争环境更加恶劣，资金发展的压力较大，往往会因为企业绿色创新的高风险而瞻前顾后，实施企业绿色创新战略的意愿相对较低，女性高管对企业绿色创新的抑制作用亦相较于在国有企业中会更强。

基于此，本文将企业的产权性质划分成国有企业和民营企业，并对模型(1)进行分组回归，结果如表 10中第(3)列和第(4)列所示。其中，第(3)列、第(4)列中女性高管参与(Fepro)的系数分别在5%、1%的显著性水平上显著为负，前者的绝对值(0.0276)小于后者的绝对值(0.0365)，说明女性高管对企业绿色创新的抑制作用在国有企业中比在民营企业中弱。

(三) 考察地域发展程度的影响

中国经济长期以来呈现出区域发展不平衡的特点。东部沿海地区具备临海优势，交通便利，商贸往来活动更为频繁，与外界交流机会更多，研发能力更强，从而导致经济发展程度相对更高，思想亦更为开放，企业更乐意通过创新来提升竞争优势，创新能力较强。而内陆地区因地形地势等原因，与外界沟通相对不便利，技术基础相对薄弱，资金相对匮乏，发展相对落后，创新能力相对较弱，对待创新亦相对保守。因此，在面对企业绿色创新时，沿海地区的企业往往更容易接纳这一新事物，并更愿意实施企业绿色创新行为来谋求自身的发展，在此情形下，可能会减缓女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用。而且，受社会文化环境的影响，身处沿海企业中的女性高管往往更有可能拥有开放的思想、包容的观点以及对风险的承担能力，^[51]其对企业绿色创新的排斥程度会较在内陆企业中更低。基于此，本文参考徐文玉的做法，^[52]将中国34个省级区域按照地理位置进行划分，天津、辽宁、山东、河北、上海、浙江、江苏、福建、广东、广西和海南为沿海地区，其余省级区域为内陆地区。其中，由于西藏数据不可得，港澳台数据缺失严重，本文不将这些区域纳入考察范围。

基于企业所在省份，将样本划分为沿海和内陆地区，本文对模型(1)进行分组回归，结果如表 10中第(5)列和第(6)列所示。其中，第(5)列、第(6)列中的女性高管参与(Fepro)的系数均在1%的显著性水平上显著为负，前者的绝对值(0.0313)小于后者的绝对值(0.0451)，说明女性高管对企业绿色创新的抑制作用在沿海企业中比在内陆企业中弱。

(四) 考察管理层权力的影响

当公司治理结构不完善时，股东对管理层的监督效应下降，管理层权力得以扩张，管理层有机会和能力按照自身的利益行事。^[53]两职合一是影响管理层权力的重要因素之一。当董事长与总经理两职合一时，所涉管理层通常会背负更高的期望和具备更强的风险偏好来推动企业创新活动。^[54]此外，高层执行人员的权力过度膨胀，公司更有可能出现“一言堂”现象，女性高层影响力存在被削弱的可能。^[55]因此，在进行企业绿色创新决策时，女性高管的话语权可能被削弱，进而使得其对企业绿色创新的抑制作用被削减。

基于此，本文以是否存在两职合一为标准，在剔除了14462个不含两职合一与否信息的公司—年度观测值后，将企业划分成两类，并对模型(1)进行分组回归，结果如表 10第(7)列和第(8)列所示。其中，第(7)列中女性高管参与(Fepro)的系数为-0.0265，但并不显著；第(8)列中女性高管参与(Fepro)的系数为-0.0379，在1%的显著性水平上显著，说明当董事长与总经理两职合一时，女性高管对企业绿色创新的抑制作用并不显著，当董事长与总经理两职分离时，女性高管对企业绿色创新的抑制作用更强。

七、结论与启示

在“碳达峰、碳中和”战略背景下，中国企业绿色创新近年来已成为研究的热点。但以往的研究大多关注外部政策规制带来的影响，相对较少关注高管特质，特别是高管性别对企业绿色创新的影响。田丹和于奇的研究指出，女性高管参与对国有企业的绿色创新起到促进作用，在民营企业中则不明显。^[56]但其基于的样本仅限于2011—2014年上海证券交易所上市的重污染行业A股上市公司，时间跨度短，行业限制大，结论相对来说不具备普遍性。为了弥补这一研究或此类研究的不足，本文基于高阶梯队理论和委托代理理论，采用2010—2020年中国沪深两市A股非金融类上市公司的数据，对实证模型进行回归。研究发现，女性高管参与对企业绿色创新存在抑制作用，在控制了可能的内生性问题以及进行相关稳健性检验之后，该结果依然稳健，而控制权与现金流权分离程度的增加会强化女性高管参与对企业绿色创新的这一负面影响。异质性分析发现，相较于申请绿色实用新型专利，女性高管参与对申请“实质性创新”专利的抑制作用更明显。机制检验表明，高管团队风险偏好在女性高管参与对企业绿色创新的负面影响中发挥部分中介作用。进一步研究发现，在女性高管平均受教育水平较低、民营产权性质、位于内陆地区、两职分离的企业中，女性高管参与对企业绿色创新的抑制作用更为显著。

本文获得下述启示：(1)在聘用高学历女性高管人才、强化女性在公司经营决策过程中的地位和作用的同时，企业亦应进一步通过设计企业绿色创新激励政策和机制，减轻女性高管对企业绿色创新风险性的顾虑，培育女性高管的绿色创新意识和绿色管理技能，进而更好地服务于企业绿色创新战略。(2)企业要优化领导权结构设计和加强股权结构顶层设计。一方面，企业要考虑到两职合一的CEO是绿色创新的推动者，设计合理的领导权结构，更好地发挥CEO的自主权，增加CEO推动实施企业绿色创新的动力；另一方面，企业应改变股权集中、一股独大的所有权结构，建立相互监督又高效运行的内部治理体系，尽可能避免控股股东为一己私利而阻碍企业实施绿色创新的现象。(3)政府要加快构建企业绿色创新体系，塑造良好的企业绿色创新环境，在深化女性高管对企业绿色创新的认知的同时，减轻企业实施绿色创新行为需承担的风险，从而使女性高管能够在推动企业绿色创新方面充分发挥积极作用。