1、第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE摘要 基于高阶理论，本文选取2006-2019年沪深A股上市公司为样本，实证检验董事绿色经历对企业参与绿色治理的影响以及外部压力对二者关系的调节作用。研究发现，董事绿色经历能够促使企业参与绿色治理，并且在政府规制压力较低、非重污染企业以及机构投资者监督较强的企业中，董事绿色经历对企业绿色治理的正向影响关系更强。在通过控制公司固定效应、Heckman两阶段估计方法解决内生性问题以及变量替换等方法进行稳健性检验，结论仍然成立。扩展性研究发现，与执行董事相比，非执行董事的绿色经
2、历对企业参与绿色治理的影响程度更强；与绿色工作经历相比，董事的绿色教育经历对企业参与绿色治理的影响程度更强，并且董事绿色经历能够通过促使企业参与绿色治理来提高可持续绩效。为此，本文提出企业应注重聘用和培养具有绿色经历的董事，增加董事会成员特质的多元化；积极引入机构投资者，完善外部治理机制；政府相关部门可通过树立、表彰典型等措施，影响公司董事对于绿色发展战略的认知，从而使其更为关注企业绿色治理议题。关键词 绿色经历；绿色治理；高阶理论；外部压力中图分类号 F272.3文献标识码 A文章编号 2095-5537（2023）03-00042-19董事绿色经历、外部压力与企业参与绿色治理基于沪深A股上
3、市公司的实证研究卢建词天津财经大学，天津 300222经 营 管 理Director Green Background,External Pressure andCorporate Green GovernanceEmpirical Research on Listed Companies inShanghai and Shenzhen A-sharesLU Jian-ci（Tianjin University of Finance and Economics,Tianjin,300222）Abstract Based on a sample of listed companies in Sh
4、anghai and Shenzhen A-收稿日期2023-06-01基金项目 本文系国家自然科学基金青年项目“企业参与绿色治理的锚定效应及其绩效研究”（项目编号71904140）阶段性研究成果。作者简介 卢建词（1986），女，汉族，河南省安阳市人，天津财经大学讲师，管理学博士。研究方向：绿色治理与公司治理。42第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCEshares during 20062019,the paper empirically tests the influence of directorgre
5、enexperience on the corporate green governance with the upper echelons theory and checksthe moderating effect of external pressure on the relationship between the two.The results show that the director who have green background could implement corporate greengovernance.Meanwhile,the influence of dir
6、ectorsgreen experience on corporate greengovernance is stronger in companies with low government regulatory pressure,non-heavily polluting companies,and companies with strong institutional investor supervision.After controlling the firm fixed effect,using Heckman two-stage estimation method to solve
7、the endogeneity problem,variable substitution and other methods for robustness test,theconclusion still holds.The extended study finds that,compared with executive directors,the green background of non-executive directors has a stronger influence on corporategreen governance;compared with green work
8、 experience,directorsgreen educationbackground has a stronger influence on corporate green governance,and directors greenexperience can improve sustainable performance by influencing corporate green governance.Therefore,this article proposes that enterprises should pay attention to hiring andcultiva
9、ting directors with green experience,and increase the diversity of board memberscharacteristics,while actively introducing institutional investors and improving externalgovernance mechanisms;Relevant government departments can influence company directors understanding of green development strategies
10、 through measures such as establishing and commending models,thereby making them pay more attention to corporategreen governance issues.Keywords green background;corporate green governance;upper echelons theory;external pressure一、研究背景和研究意义随着我国进入工业化、城市化高速发展阶段，生态环境和资源约束趋紧等问题日益凸显，严重阻碍人与自然的包容性发展。面对这一难题，
11、十八届五中全会首次把“绿色”作为“十三五”规划五大发展理念之一，并且在党的十九大报告中强调“人与自然是生命共同体”“人与自然和谐共生”，而要实现人与自然的包容性发展，参与绿色治理是关键所在。作为绿色治理的重要主体和关键行动者，企业制定绿色治理参与决策的主要目的是让企业将生产经营中的负外部性问题通过内部化的方法予以解决。与其他企业环境治理行为以满足环境规制下的最低环保标准为目标不同，Orsato（2006）指出实施绿色治理更强调污染防治，在生产经营活动中主动进行绿色管理，通过购置环保设施和开展环保技术革新，主动承担与自身能力相匹配的环保责任，并为企业带来经济效益和环境效益的可持续发展。而企业参与
12、绿色治理实践实际是企业战略资源的配置活动，而对战略资源配置的导向是受企业决策机构董事会影响的。因此，董事会的绿色意识直接影响企业参与绿色治理的资源配置。基于高阶理论，Hambrick和Mason（1984）指出企业的行为决策会受到决策者自身特质的影响。在董事的工作经历中，绿色经历能够使43第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE得董事具有较高的道德标准和社会责任意识，促使其更加关注可持续发展问题，从而影响企业的可持续发展承诺。本文将绿色经历界定为因接受过“绿色”相关教育（如接受“环境工程”专业教育）、从事过“绿
13、色”相关工作（如担任企业环保部部长）等形成的经历。那么作为企业的决策机构，董事会内部成员的绿色经历是否影响以及如何影响企业绿色治理参与决策，则成为我国企业践行绿色治理理念需要予以回答的重要问题。开展该问题的研究对于深入理解董事内部驱动企业制定绿色治理参与决策，推动绿色发展理念与实践的衔接、提高企业绿色治理能力具有重要的理论和现实意义。目前关于企业参与绿色治理的影响因素研究主要集中于以下三个层面。首先，制度层面，该部分的研究相对集中，一般认为企业采取绿色行为是组织为应对制度压力而提高组织合法性的主要方式（DiMaggio和Powell，1983）。Schaefer（2007）在此基础上发现制度压
14、力是企业采取绿色环保实践的主要驱动力。例如，环境规制和环保产业政策有助于企业进行清洁化生产技术的创新和增加环保投资总额（崔广慧和姜英兵，2020）。一些学者则得出不一致的结论。如唐国平等（2013）发现企业环保投资更多是“被动”迎合政府对于环境规制的需要，从而呈现出“门槛效应”。其次，企业层面，研究指出不同的企业特征会影响企业的绿色治理参与，例如王舒扬等（2019）认为民营企业中设立的党组织可以通过监督和引导企业实施绿色行动等形式增加企业绿色投资，余汉等（2022）发现国有股权参与能够有效促进民营企业增加环保投资等环境责任；姜广省等（2021）指出存在绿色投资者的企业更可能实施绿色行动以及增加
15、绿色支出。最后是高管层面，一方面，学者基于管理者进行研究，结果指出管理者的认知主要是通过其个人特征影响其理解问题的方式、处理问题的能力来实现的，可以说组织行为是管理者个人特征的一种反应（Hambrick 和 Mason，1984），例如新任命或者MBA学位的管理者更可能进行碳信息披露，而管理者能力（李虹等，2017）及其对家乡的认同（Scannell 和Gifford，2010；胡珺等，2017）能够增加企业环保投资，还有研究指出管理层绿色认知通过促进企业绿色行为提高企业绿色绩效（邹志勇等，2019）；另一方面学者基于董事进行研究，结果指出董事的年龄（Lewis，et al，2013）、性别（
16、范群鹏和程松松，2020）会对企业环境治理产生影响。尽管上述研究得出了有益的结论，但是对于董事绿色经历的研究还比较少，虽有学者从董事环保经历来考察企业环境绩效的影响（Homroy 和 Slechten，2019），但他们主要从董事的监督和资源供给视角探究其为企业碳排放等环境治理结果的影响，并未关注到企业参与绿色治理的过程影响。而企业参与绿色治理并不局限于单一主体自发的环境治理，更强调政府、社会组织等治理主体的“多方协同”原则，从而企业参与绿色治理更有助于推动绿色治理目标的实现。那么，由后天的教育和工作经历培养起来的董事绿色经历特质是否会对企业参与绿色治理产生影响以及在面临不同外部压力下这一影响
17、关系具有怎样的差异？此外，不同类型的董事或绿色经历对企业参与绿色治理又会产生怎样的影响？则是本文重点关注的问题。因此，本文基于高阶理论，以 2006-2019年沪深 A股上市公司为样本，并对董事绿色经历的数据进行手工收集整理，通过实证方法检验中国上市公司董事绿色经历与企业参与绿色治理的内在机制。研究发现，董事会中绿色经历的董事比例越高，企业参与绿色治理的可能性和程度越高，这一关系在政府规制压力越低、非重污染企业以及外部监督程度较强的企业中表现44第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE得越强。在控制公司固定效应
18、、Heckman两阶段估计方法解决内生性问题以及其他稳健性检验之后，结论依然成立。进一步，虽然执行董事和非执行董事的绿色经历、董事的教育经历和工作经历均能够促使企业参与绿色治理，但是与执行董事相比，非执行董事绿色经历的影响程度更强；与工作经历相比，董事绿色教育经历的影响程度更强，并且董事绿色经历能够通过促使企业参与绿色治理来提高可持续绩效。本文可能的贡献主要体现在：扩充了企业参与绿色治理的相关研究。现有文献主要从制度层面、企业层面、管理者层面特征以及董事的年龄和性别因素来探究企业参与绿色治理的影响因素，但是对于董事绿色经历的研究还比较少，本文的研究为考察企业参与绿色治理的前因变量提供一个新的视
19、角；丰富了董事个人经历的相关研究，本文认为绿色经历的董事可能具有较强的绿色偏好和环境责任意识，使其在企业决策中更为关注绿色可持续发展战略，并通过考察董事绿色经历在企业参与绿色治理过程中的影响机制及其发挥作用的边界效应及其可持续绩效，进一步证实了高阶理论；研究证实董事绿色经历确实能够促进企业参与绿色治理，这为企业有效参与绿色治理实现绿色转型以及政府相关部门实施绿色发展战略提供启示。二、理论分析和研究假设（一）董事绿色经历和企业参与绿色治理根据“高阶理论”，董事的个性化特质会影响诸多方面的企业行为决策，企业绿色治理参与决策亦不例外。董事的绿色经历使其更容易形成“绿色”偏好和承担“绿色”责任，进而更
20、可能制定“绿色”决策。第一，董事的绿色经历表明其之前从事过或接触过与“绿色”相关的工作或者教育，这有利于其绿色行为偏好的养成，从而塑造其将“绿色”作为主要行动指南和理想状态的管理风格，进而促使企业实施绿色行动。Albarracin 和 Wyer（2000）指出由于人们比较容易根据自己的经历和所处的环境来判断对某事物的态度，形成自己的行为偏好，因而，董事的决策风格反映了其个人行为偏好和阅历的差异。并且，Cacioppe et al.（2008）也指出长期接受“保护环境”等价值观念的熏陶，可能更容易树立起“环保”理念，Cornelissen et al.（2008）也指出若提示人们已经从事有关环保
21、行动，那么这可能会使得他们的未来行动决策变得更加环保。第二，具有绿色经历的董事更可能将较高的道德标准与责任意识付诸于行为决策中，形成内在的自我约束机制，从而更可能制定参与绿色治理决策。Peloza 和 Shang（2013）指出绿色活动参与者往往使人具备更高的道德标准和社会责任意识。尽管董事投资于环境保护等社会责任活动的动机不限于单纯的利他主义，还包括提高个人或职业声誉，如Barnea和Rubin（2010）的研究指出履行环境保护等社会责任可以产生“光环效应”，被称赞为具有社会公德心，帮助管理者获得消费者的支持和媒体正面报道。但是，董事的绿色经历表明其可能更为认同具有很强正外部性的绿色治理理念
22、，是一种利他主义大于利己主义的特质，需要更高的道德修养。这也符合中华民族传统美德主张“以义统利”“先义后利”等强调社会利益高于个人利益的精神，也体现了社会公德对公共生活中基本规范和要求的自我修养。如Gadenne et al.（2009）也发现具有环保意识的管理者出于社会责任和道德约束推动企业绿色创新以减少对环境的负面影响。第三，由于自然环境和相关战略机会的重要性日益增加，使得董事会成为改善企业环 境 战 略 的 主 要 职 责 之 一（Kassinis 和Vafeas，2002）。较大的环境压力和信息不对称强烈地刺激企业采取参与绿色治理的方式向公众发出积极环境信号，董事的绿色45第十一卷 2
23、023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE经历能够减弱董事会与管理层之间的信息不对称，监督企业将更多的资源用于参与绿色治理。Finster和Hernke（2014）、黎文靖和路晓燕（2015）指出企业投资者比较倾向于企业能够制定绿色治理参与决策，这主要是因为参与绿色治理活动能够在一定程度上促进技术创新、提高资源的利用效率获取更高的成本优势或者通过绿色产品取得竞争优势、增强企业的可持续发展能力与提高企业的经济效益，但是受企业绿色治理参与的外部性以及产生效益的不确定性和长期性的影响，具有“自利”和“短视”特征的管理者并不情愿制定
24、和实施企业绿色治理参与的决策。而对于经历过与“绿色”相关工作方面的培训与教育的董事，可以借助相关专业知识和经验来熟悉绿色企业的运作模式和企业绿色治理参与的实践方式，使其更加注重经济发展与自然和谐共生的决策行事风格，从而更为了解管理者在企业参与绿色治理方面的行动方案，在一定程度上降低了董事会与管理层之间的信息不对称，从而使其更多地参与绿色治理活动。第四，具有绿色经历的董事更有能力和动力对股权、债券投资者等利益相关者的环境诉求作出回应，从而增加企业的外部融资能力，使企业将更多资源用于参与绿色治理。Sharfman 和 Fernando（2008）认为由于股权或债权投资者在制定投资决策时也会考虑企业
25、发生环境事故或环境灾难的风险，以及企业将来可能需要承担的环保 成 本。例 如 2018 年 5 月 辉 丰 股 份（002496）因出现擅自开启清下水排口并间断性排水且排水化学需氧量浓度超过200毫克/升（超标1.61倍）等环境违法行为被罚236万元。研究学者王依和龚新宇（2018）以 2007-2017年高污染、高能耗的 49家环保处罚上市公司为样本，结果发现，环保处罚公告当日，上市公司股价大幅下跌，整体样本的总市值损失约191亿元，其中，华信国际（002018）因废水排污超标被罚 32715元，造成市值损失高达48.5亿元，较高的环保成本严重损害了投资者的权益。而绿色经历的董事倾向于依赖通
26、过多元治理主体相互协作来实现目标，可能不会高估或低估自己处理环境、生态问题时的能力，特别是对于利益相关者提供资金等战略资源的支持，他们更有动力回应利益相关者的要求；同时，Bansal 和 Roth（2000）、Buysse 和Verbeke（2003）分别指出对环境、生态问题的认知、价值观和经验能帮助董事认识到环境问题的重要性，以及环保信息掌握得越多，也就越熟悉股权或债权投资者等利益相关者在环境问题的利益诉求。Banerjee（2001）发现董事认为环境问题越重要时，会将环境责任纳入企业战略的较高层次，试图从中寻找企业发展和创建竞争优势的机会，从而绿色经历的董事更有能力回应利益相关者的要求，从
27、而拓宽投资者支持的渠道，增加企业的外部融资能力来缓解融资约束。Chava（2014）用投资者偏好来解释不承担环境责任的企业吸引较少的机构投资者，从而具有较高的融资成本。由于企业进行绿色投资的经济效益或社会效益具有长期、不确定性，获得较多投资者支持的企业董事往往具有更多的安全感和自信心，从而又会促使企业更愿意制定绿色治理参与决策。基于此，本文提出如下假设：假设1：具有绿色经历的董事比例越高的企业更可能参与绿色治理。（二）外部压力的调节效应研究现有研究指出，个人特质作用的发挥可能会受到不同情境的影响（Meyer et al.，2010）。在情境影响程度较高的情况下，特定规则或规范约束规定了适当的行
28、为，不利于个人特质发挥作用，而在较弱的情况下，人们更能根据自己的特质行事。Mischel（1977）指出当人们对情境有相似的理解，对情境中最合适的反应有一致的预期，看到可46第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE接受的反应动机，并认为自己具备构建和执行反应所需的技能时，情况可能会变得更强。因此，本文从以下因素来探究董事绿色经历与企业参与绿色治理之间的关系强度。1.政府规制压力的调节作用在企业参与绿色治理方面，董事绿色经历作用的发挥可能会受到董事任职地区规制压力的影响。作为正式制度的典型代表，规制主要是通过政府
29、相关部门制定的法规、政策等具有强制法律细则来约束企业行为（Scott，2001）。现有研究（Gray和Shadbegian，2003）指出包括污染治理在内的投资决策都会受到企业规制压力的影响，毕茜等（2012）指出 上市公司环境信息披露指南 的出台有助于提高企业环境信息披露承担；唐国平等（2013）认为随着环境规制压力的增加，企业环保投资出现先降低后增长的U型现象。因此，本部分考察具有不同规制压力下的绿色董事与企业参与绿色治理的关系。一方面，在规制压力较强的地区，企业更可能依照国家法律规定实施企业绿色行为，因为政府制定的一系列法规和政策体现更多的是政府态度取向，例如来自不同地区颁布的相关条例，
30、辽宁省水污染防治条例（2018）河北省生态环境保护条例（2020）甘肃省固体废弃物污染环境防治条例（2021）等等，可以看出地方政府对于环境治理的力度和取向，由此形成的规制压力可能会影响企业决策机构董事会对绿色治理议题的注意力，进而提高了这类议题进入董事会会议的概率。此外，在规制压力较大的情况下，企业也无法回避因污染产生高额的环境处罚费，使得他们不得不保持较高的环境政策遵守程度，重视自身的绿色行动等绿色治理行为（Gray和 Deily，1996）。因此在此情境下，无论董事是否具有绿色经历，都可能会实施参与绿色治理来降低因环境问题产生的环境风险。另一方面，企业参与绿色治理需要企业花费大量资金去购
31、置环保设施和开展环保技术革新（Orsato，2006），且经济效益或社会效益往往需要跨期实现及较难与其当期绩效匹配（Sinn，2008），在规制压力较低的情况下，董事通常迫于财务目标和竞争压力，或者低估不履行社会责任活动的潜在负面影响而降低实施绿色行为的意愿（Bouslah et al.，2018）。而具有绿色经历的董事更可能将自己的绿色行为偏好与责任意识付诸于其行为决策中，形成内在的自我约束机制，从而更可能促使企业参与绿色治理。基于此，本文提出如下假设：假设2：与规制压力较高的地区相比，处于规制压力较低地区的企业中，董事的绿色经历对企业参与绿色治理的正向影响关系更强。2.行业特征的调节作用董
32、事绿色经历与企业参与绿色治理之间的关系可能会受到行业特征的影响。一方面，重污染行业不仅面临一系列强制性披露和文件，例如 中华人民共和国环境保护法（2015）规定重点排污单位应如实向社会公开其主要污染物的排放情况和环保执行情况，并接受社会监督，同时对严重污染环境的工艺、设备和产品实行淘汰制度，同时也更可能受到外界媒体、社会组织的关注（Vergne，2012）。由于这些压力的存在，使得重污染企业更可能会注重自身的形象。此外，绿色信贷指引（2012）明确规定“对国家重点调控的限制类以及有重大环境和社会风险的行业制定专门的授信指引，实行有差别、动态的授信政策，实施风险敞口管理制度”，这更进一步恶化了重
33、污染行业通过市场融资或向银行借贷的环境，所以其通过参与绿色治理来进行绿色转型的动机更强（舒利敏和廖菁华，2022）。可以看出，无论董事会成员是否具有绿色经历，重污染企业都会倾向于实施参与绿色治理，来提高企业的合法性以及降低金融管制政策带来的债务融资约束，从而在47第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE一定程度上降低董事绿色经历在企业参与绿色治理的影响作用。另一方面，相对于重污染企业，非重污染企业所受到的外部政策压力以及金融管制的程度相对较低，所以企业更可能追求经济目标而非环境目标。所以在非重污染企业中不具有绿
34、色经历的董事可能更会以追求经济效益最大化为目的而忽略环境效益，而绿色经历的董事更为关注企业可持续发展战略，努力满足利益相关者的环境诉求，以获得利益相关者的支持。这在一定程度上降低了企业参与绿色治理的风险，使其更可能通过绿色治理来实现企业的绿色可持续发展。基于此，本文提出如下假设：假设3：与重污染企业相比，非重污染企业中董事的绿色经历对企业参与绿色治理的正向影响关系更强。3.机构投资者监督的调节作用董事绿色经历与企业参与绿色治理之间的关系可能会受到投资者监督的影响。当外部监督机制较弱时，信息不对称程度越高，面临当期财务业绩压力的管理层的道德风险与代理冲突越大。如Ghoul et al.（2011
35、）发现履行社会责任企业的管理层更愿意披露机构投资者更关注的信息，来降低机构投资者的监督成本。这主要是因为具有信息优势的机构投资者在一定程度上充当了外部监督的角色。由于管理层在实施绿色投资所产生的经济效益通常需要跨期实现，很难与当期绩效相匹配，而他们又有很强的经济动机，当外部监督机制较弱时，企业管理层更可能将用于绿色治理活动的资源用于企业内部自身发展或投资于其他不利于环境的项目。也就是说，尽管具有绿色经历的董事制定了参与绿色治理的决策，但因监督不力使得管理层对董事出现“阳奉阴违”的现象。而由于机构投资者更倾向于环境绩效较高的企业（黎文靖和路晓燕，2015），所以在机构投资者监督程度较强的情况下，
36、管理层越可能按照机构投资者和董事的意愿来更好地实施绿色治理，从而产生内部具有绿色经历的董事与外部机构投资者出现互补的情况，即具有绿色经历的董事提出并制定有关绿色治理方面决议，机构投资者监督管理层实施，从而使得企业更可能参与绿色治理。基于此，本文提出如下假设：假设4：与机构投资者监督程度较弱的企业相比，在机构投资者监督程度较强的企业中，董事的绿色经历对企业参与绿色治理的正向影响关系更强。三、研究设计（一）样本选择和数据来源由于测量企业参与绿色治理相关变量时需要借助于上市公司社会责任相关数据，而上市公司从2006年才开始详细披露这一信息，因此本文选取2006-2019年沪深A股上市公司数据作为初始
37、样本。根据研究需要，对初始样本进行剔除金融类以及ST类企业以及为了消除异常值的影响，对相关连续变量按照上下1%进行缩尾（Winsorize）处理。企业参与绿色治理数据，现有研究学者指出企业基于环境治理和绿色管理方面实施的绿色行动、绿色支出以及获得的绿色治理绩效，在一定程度上可以反映出企业绿色治理的参与决策（Scannell和Gifford，2010）和决策结果，并且多采用企业或政府进行环境治理的资本支出或投资额来度量环境治理，得出环境资本支出越高，环境绩效越好的结论（黎文靖和路晓燕，2015；胡珺等，2017）。因此，借鉴姜广省等（2021）的做法，相应的数据收集如下：首先从巨潮网上下载上市公
38、司季度/年度报告和社会责任报告，然后通过手工查找是否存在“环境保护”“环境治理”“绿色技术改造”“绿化”等绿色行动相关的词语；其次，对于一些上市公司虽然没有披露相关绿色行动，但是在报告中披露有关“污染治理费”“绿化费”“生态治理费”48第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE等支出，本文也将其界定为存在绿色行动，因为这些支出也主要是由绿色行动产生的；最后，根据相关绿色行动获取支出费用，该支出不仅包括环境治理支出，还包括绿色管理等方面的支出，例如企业通过 ISO14000系列标准认证、实施绿色生产技术改造等支出，
39、这比仅仅为了满足环境规制下末端治理的环境治理支出范围更广。董事绿色经历数据来源。首先，从国泰安（CSMAR）数据库中下载上市公司董事个人资料数据，然后手工查找董事以前是否接受过“绿色”相关教育或从事过“绿色”相关工作，绿色相关教育是根据其受教育专业是否属于制浆造纸专业、环境专业、环境工程专业、环境科学专业等判断；绿色工作经历是根据其工作履历或岗位是否涉及或属于环保部、环境保护部，环保委员会成员，企业污染防治负责人等判断；最后对于个人信息缺失的公司董事，则从巨潮资讯网、新浪网、上市公司官方网站中下载上市公司年度报告，以及按照上市公司、董事姓名在百度百科上手工查找的方式进行补充。如果董事会中某成员
40、的个人简历中存在上述经历，则认为该董事具有绿色经历。其他数据来源：股权结构（第一大股东持股数量、总股份等）、公司财务特征（总资产、总负债、总资产收益率、经营活动产生的现金流等）、企业特征（最终控制人数据、成立时间、行业特征等）、董事会特征（董事长与总经理兼任情况、董事会成员人数、独立董事人数等）等均来自 CSMAR 数据库；机构投资者持股数量数据来自 Wind 数据库；政府规制压力数据来自 中国分省企业经营环境指数2020年报告。（二）变量定义1.被解释变量。被解释变量为企业参与绿色治理指标，基于现有研究（姜广省等，2021）的做法，本文使用企业实施的绿色行动以及进行相应的绿色支出来衡量企业参
41、与绿色治理指标。其中绿色行动（GA）测量为：当企业存在有关绿色治理的相关行动时，取值为 1，否则为 0；绿色支出（GE），使用绿色行动所产生支出作为绿色支出的代理变量，为控制企业规模差异性影响，使用年末总资产进行标准化处理。2.解 释 变 量 为 董 事 绿 色 背 景 经 历（Green），参考卢建词和姜广省（2022）的做法，将董事绿色经历衡量为企业董事会中具有绿色经历董事人数与董事会人数的比例。3.调节变量（Z），包括规制压力（Regulation），参照李长青和朱亚君（2016）、蒋尧明和赖妍（2019）的做法，本文使用王小鲁等（2020）编著的 中国分省企业经营环境指数2020年报告
42、 中“政策公开、公平、公正”和“行政干预和政府廉洁效率”的指数得分来衡量企业注册所在地的政府规制压力程度，由于指数报告仅公布2006年、2008年、2010年、2012年、2016年、2019年的得分，对于缺少年度数据，除2017年、2018年使用2016年替代，2013年、2014年、2015年使用2012年替代外，其余年份使用前年度数据替换，例如 2007 年使用 2006 年替换。重污染行业（Pollution），借鉴卢建词和姜广省（2022）的做法，如果企业属于重污染行业，取值为1，否则为0。其中重污染行业包括采矿业，农副食品加工业，食品制造业，酒、饮料和精制茶制造业，纺织业，纺织服装
43、、服饰业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，造纸及纸制品业，印刷和记录媒介复制业，文教、工美、体育和娱乐用品制造业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料和化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，橡胶和塑料制品业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼和压延加工业，有色金属冶炼和压延加工业，金属制品业，电力、热力、燃气及水生产供应业等行业。机构投资者监督（Inshare），由于机构投资者具有较强的外部监督作用（Helwege等，2012），借鉴王化成等（2015）的49第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE做法，
44、本文使用机构投资者持股规模与总股份的比例来衡量机构投资者监督程度，持股比例越高，监督程度越大。4.控制变量。借鉴胡珺等（2017）、姜广省等（2021）的研究，可以控制如下变量：股权集中度（Fshare），测量为第一大股东持股数量与企业总股份的比例；企业规模（Size），测量为企业总资产的自然对数；盈利能力（Roa），测量为企业的总资产收益率；负债水平（Debt），测量为企业总负债与总资产的比例；增长性（Growth），测量为（本期主营业务收入上一期主营业务收入）/上一期主营业务收入；企业性质（Type），当企业实际控制人是国有性质时取为1，否则为 0；经营活动现金流（Cash），测量为经营活
45、动产生的现金流与总资产的比例；企业年龄（Lnage），企业成立时间的自然对数；两职兼任（Dual），若企业董事长和总经理由同一个人兼任取值为1，否则为0；董事会规模（Board），测量为董事会人数；独立董事比例（Indd），测量为独立董事人数与董事会人数的比例；并设置行业（Indus）和年度（Year）哑变量。变量选择及定义见表1。（三）模型设定为检验前文假设，本文构建如下模型：Y=0+1*Green+i*Controls+（1）Y=0+1*Green*Z+2*Green+3*Z+i*Controls+（2）其中，Y为被解释变量企业参与绿色治理指标，Green为解释变量董事绿色背景经历指标，Z
46、为调节变量，Controls为所有控制变量。四、实证分析（一）描述性统计和相关性检验表2给出的是变量的描述性统计结果。可以看出，样本中有1.53%的上市公司实施绿色行动，并且所产生的绿色支出均值为2.443，并且标准差为 5.843，这说明上市公司之间的绿色支出存在较大的差异；上市公司中具有绿色经历的董事比例均值为0.064；另 外，规 制 压 力 的 均 值 为 3.387，38.8%的上市公司处于重污染行业，机构投资者监督的均值为 0.273。其他变量的统计结果见表2。表1变量定义变量类型被解释变量解释变量调节变量控制变量变量绿色行动绿色支出董事绿色经历规制压力重污染行业机构投资者监督股权
47、集中度企业规模盈利能力负债水平增长性企业性质经营活动现金流企业年龄两职兼任董事会规模独立董事比例符号GAGEGreenRegulationPollutionInshareShareSizeRoaDebtGrowthTypeCashLnageDualBoardIndd说明存在有关绿色治理的相关行动为1，否则为0企业绿色行动所产生的支出的自然对数当企业董事中具有绿色经历时为1，否则为0企业注册所在地的“政策公开、公平、公正”和“行政干预和政府廉洁效率”的指数如果企业属于重污染行业，取值为1，否则为0机构投资者持股规模与总股份的比例第一大股东持股数量与企业总股份的比例测量为企业总资产的自然对数企业的
48、总资产收益率企业总负债与总资产的比例（本期主营业务收入-上一期主营业务收入）/上一期主营业务收入当企业实际控制人为国有性质时，赋值为1，否则为0经营活动产生的现金流与总资产的比例企业成立时间的自然对数若企业董事长和总经理由同一个人兼任为1，否则为0董事会人数独立董事人数与董事会人数的比例50第十一卷 2023年第 3期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE表2主要变量的描述性统计变量GAGEGreenRegulationPollutionInshareFshareSizeRoaDebtGrowthTypeCashAgeDualBoard
49、Indd均值0.1532.4430.0643.3870.3880.2730.35221.9910.0390.4330.1870.4040.0465.1540.25410.030.330标准差0.3605.8430.1190.3200.4870.2350.1521.3220.0620.2090.4450.4910.0740.4540.4352.5780.069极小值0002.695000.00314.942-0.2610.051-0.5930-0.1840040极大值127.94613.99510.9350.90028.6360.1960.8982.88510.2516.6111270.800表
50、3给出的是相关性检验矩阵。可以看出无论是 Pearson 检验还是 Spearman 检验，具有绿色经历的董事比例与绿色行动（GA）和绿色支出（GE）均显著正相关。并且 FSHARE、SIZE、DEBT、TYPE、CASH、AGE、BOARD显著正相关于绿色行动（GA）和绿色支出（GE），GROWTH、DUAL、INDD显著负相关于绿色行动（GA）和绿色支出（GE），ROA 显著负向影响企业绿色行动（GA）。此外，Green和Carroll（1988）认为相关性系数检验只有超过0.75或者最大方差膨胀因子 VIF10 才具有严重的多重共线性，而本文控制变量之间相关性系数最大值绝对值为0.52，
