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文化多样性与企业绿色创新140 科学决策2023.08文化多样性与企业绿色创新赵 颖 马 靓摘 要：中国具有 5000 多年的历史沉淀，文化是影响企业行为的重要非正式制度因素之一。基于此，聚焦中国情境，从文化多样性视角，选取 2007-2018 年沪深两市 A 股上市公司，利用城市方言分化指数度量地域文化多样性，探究非正式制度对企业绿色创新的影响。通过检验发现，文化多样性通过抑制企业高管的短视行为、激发本地人力资本创造力促进绿色创新。在非重点监控的污染企业、短期机构投资者持股比例更高的企业以及民营企业中文化多样性对绿色创新的促进作用表现的更加明显。同时，进一步考察了可能的内生性问题及可能的遗漏变量等问题后，研究发现依然稳健。研究有助于探究文化多样性的本质在企业治理场景中的映射，为从非正式制度角度理解企业绿色发展差异性提供了实证证据。关键词：文化多样性；企业绿色创新；管理层短视；人力资本DOI：10.3773/j.issn.1006-4885.2023.08.140中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编码：1002-9753（2023）08-0140-191 引 言在可持续发展的背景下，寻求企业与环境“和谐共生”的途径已成为全球性的重要问题（李维安等，20191）。党的二十大报告就明确指出，要发展绿色低碳产业，加快发展方式绿色转型。企业是推动产业升级、实现经济社会高质量发展的重要途径。然而，我国企业绿色创新仍然差强人意（方先明和那晋领，20202）。现有研究关注了财政金融政策（陆春华和李虹，20233；王晓祺等，20204）、数字化技术（肖泉等，20235；王海花等，20236）、企业高管特征等正式制度因素对企业绿色创新的影响，却鲜有文献关注非正式制度因素对企业绿色创新的影响。事实上，作为企业外部环境的重要组成部分，以文化、语言、习俗等为代表的非正式制度因素也在平行地推动社会演进（Greif，19947；陈冬华等，20138），尤其是对于中国这样一个拥有悠久历史和文化、且存在显著多样性的国家，仅从正式制度的角度探究企业绿色创新的影响因素仍然不够充分。文化是民族生存发展的根基，多样的文化不仅彰显了中国深厚的历史底蕴，更是对中国经济发展产生了深远影响（徐现祥等，20159）。文化多样性是指在一国或一地区内部，经历较长历史演变形成的差异性民族群体、语言与生活方式等（张立越和于桂兰，202210）。多元文化意味着群体拥有多重价值观念，在追求经济效益的同时，还可能关注当地企业是否能够实现绿色发展。但现有文献主要关注了文化多样性对跨作者简介：赵 颖（1989-），女，重庆人，南京大学财务处，会计硕士，会计师，研究方向：政府与会计、企业创新。马 靓（1994-），女，江苏南通人，南京大学管理学院博士研究生，本文通讯作者，研究方向：公司治理与企业创新。文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策141国并购（Ahern 等，201511）、技术创新（潘越等，201712）、股票市场（李仲飞等，201713）等经济行为的影响，多样性的文化将对企业绿色创新产生怎样的影响呢？这一问题尚未得到回答。在党的二十大报告明确提出要实现中国式现代化的背景下，研究这一问题不仅能够丰富非正式制度对于企业绿色创新行为的相关理论研究，更能够为在中国多元文化的独特情境下，如何促进实现企业绿色转型，推动经济高质量发展提供启示。基于 2007-2018 年 A 股上市公司的样本数据，本文研究发现，文化多样性能够显著提升企业的绿色创新水平，这一结论在多重方法克服内生性问题和稳健性检验后仍然成立；第二，机制检验表明，文化多样性通过抑制企业高管的短视行为、激发本地人力资本创造力促进绿色创新；第三，异质性检验表明，文化多样性对绿色创新的促进作用在非重点监控的污染企业、短期机构投资者持股比例更高的企业以及民营企业中表现的更加明显，体现为正式制度与非正式制度对于企业绿色创新的协同作用。本文的边际贡献在于：第一，本文丰富了企业绿色创新的影响因素研究。现有研究大多关注财政金融政策（陆春华和李虹，20233；王晓祺等，20204）、数字化技术（肖泉等，20235；王海花等，20236）、企业高管特征等（陆超和祝天琪，202314）正式制度因素对企业绿色创新的作用，对于文化多样性对企业绿色创新的影响还存在不足，本文从非正式制度的角度补充了企业绿色创新影响因素的研究成果，拓展了企业绿色创新影响因素的研究视角；第二，本文拓展了文化多样性的经济后果研究。现有文献仅从传统创新角度切入（张立越和于桂兰，202210；雷光勇等，202215；刚翠翠等，202216），尚未关注到其对于企业绿色创新的影响，本文从文化多样性的角度丰富了非正式制度对企业经济行为的后果研究，并揭示了其中的作用机制。第三，本文将非正式制度文化纳入企业微观行为的研究分析框架，既丰富了文化与微观企业行为的研究成果，为我国深化制度改革、提升政策制定精准度，高效推进企业绿色创新、实现经济高质量发展提供了政策启示。2 理论分析与研究假设绿色创新是企业转型升级的重要路径，能够帮助企业实现经济绩效和环境绩效的双赢（朱建峰等，201517），是企业主观价值取向和客观创新能力的双重体现，无时无刻不受到外部环境的重要影响。本文认为，地区文化的多样性是绿色创新外部环境的重要组成部分，将从企业发展价值取向和知识要素流动两方面影响区域内的企业绿色创新的主观意愿和客观能力。一方面，多元利益相关者群体在关注经济效益之外，更可能融入对生态环境、可持续发展等多种价值追求，从而协同企业短期经济利益和可持续发展目标，提升绿色创新意愿；另一方面，多种文化交流有利于局部知识外溢（Ottaviano 和 Peri，200618；Simonen 和 Mccann，200819），促进创新知识和能力融合，提升企业绿色创新能力。具体分析如下：绿色创新意愿方面，企业经济活动具有显著的外部性（Pigou，192020），社会公众密切关注企业的环境行为，要求其承担相应的法律责任和社会责任。文化多样性代表着当地存在着不同的文化群体，这些群体秉持着多元的价值观选择，利益诉求也具有显著的多样性特征，多个利益相关者群体会从多重构维度评价企业行为，从而对企业产生压力。这与合法性理论的观点基本一致，即企业希望通过披露环境信息以显示自身对于现有法律和监管政策的遵守，让监管部门和社会公众认为它的活动具备合法性，得到社会的价值认可，从而减轻社会舆论压力（周守华和陶春华，201221），避免企业面临更强的政府管制和法律制裁的威胁（陈共荣等，201122）。而绿色创新可以从生产过程和生产结果两个维度，降低企业经济活动的外部性，助力企业应对利益相关者主体施加的环境压力（潘楚林和田虹，201723）：从企业生产过程看，绿色技术创新能够帮助企业优化生产工艺流程，降低原材料和能源损耗，减轻污染排放，这将有利于企业所在地生态环境的提升，打造环境友好型企业的公众形象，从而降低公众压力；从企业生产结果看，企业通过绿色创新，能够生产环保产品，从而迎合当地多元利益相关者的消费偏好，通过绿色产品和绿色营销赢得更多消费者的青睐和信任，提高市场竞争力，实现经济效益和可持续发展的协同。因此，在多元文化氛围下，企业管理者具有更加强烈的动机，放弃短期机会主义的文化多样性与企业绿色创新142 科学决策2023.08经营理念，通过绿色创新进行生产流程和生产工艺的创新，进一步降低经济活动的外部性，从而获得稳定发展环境，实现中长期企业价值的持续提升。绿色创新能力方面，企业绿色创新是企业生产、技术、知识、人才等要素再组织的结果，具有不同文化背景和思维方式个体间的交流和碰撞可能会促进创新性想法的形成，有利于局部知识的外溢进而促进创新（Ottaviano 和 Peri，200618）。当企业管理层和研发团队具有强烈绿色转型动机时，地区知识文化的多样性为其实现绿色创新突破提供了重要的要素保障（Florida，200224；Qian 和Stough，201125），有利于企业将绿色发展理念真正在技术层面得以实现。从区域内部知识要素构成看，当区域文化呈现出多样性特征时，人才的文化背景也呈现出复合交叉的特征，这有利于绿色创新所需要的各类知识要素相互融合（Peri，200526），从区域内外部知识要素流动看，文化多样性可以增加群体之间的包容性（Samuel，195527），吸引创新人力资本。企业通过吸引不同文化类型的工人，使得生产能力能够互补（Ottaviano 和 Peri，200618），提升企业劳动力技能，提升绿色创新的创造性。因此无论是从绿色创新所需的知识构成还是人才要素流动，文化多样性都能够为企业带来更具创新能力的人力资本，从而有利于企业管理层将绿色转型发展理念通过企业内部研发团队的绿色创新活动真正落到实处。综上所述，本文认为，区域文化多样性能够从主观上树立可持续发展理念，提升企业绿色创新意愿，也能从客观促进企业人力资本创造性，提升企业绿色创新能力。基于以上分析，本文提出如下假设：假设 H1：文化多样性将显著促进企业绿色创新。3 研究设计3.1 样本选择与数据来源3.1 样本选择与数据来源本文选取 2007-2018 年沪深两市 A 股上市公司作为初始样本，并进行如下筛选：删除金融行业的上市公司；剔除 st、*st 公司；剔除净资产为负或资产负债率大于 1 的公司；删除变量缺失样本。为弱化极端值的影响，本文对连续变量按照 1%的标准进行 Winsorize 处理。本文文化多样性数据来源于徐现祥等（2015）9所统计的中国地级及以上城市的方言多样性数据，公司财务特征、公司治理及其他信息数据均来自于国泰安经济金融研究数据库。3.2 变量设定3.2 变量设定（1）被解释变量：企业绿色创新（G_Innovation）参考方先明和那晋领（2020）2等现有文献的做法，选用绿色专利数量来衡量企业绿色创新：企业当年申请的绿色专利数量、绿色发明型专利申请量+绿色实践型专利申请量。（2）解释变量：文化多样性（C_Div）参考徐现祥等（2015）9所统计的中国地级及以上城市的方言样性数据 Diversity：以地级及以上城市为分析单元，根据使用每种方言的确切人口数量计算出城市的方言分化指数 Diversity，取值在 0 到 1 之间，值越大则表示方言越多样。（3）控制变量此外，参考已有的研究，本文控制了其他可能影响企业绿色创新的因素，具体包括：公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产报酬率（Roa）、收入增长率（Growth）、独立董事比例（Indep）、两职合一（Dual）、账面市值比（Bm）、上市时长（Listage）、收入增长率（Growth）、产权性质（Soe）、机构持股比例（Inst）、人均 GDP 水平（M_Gdp）、经济发展速度（G_Gdp）、当地经济结构（Ter_Indu）、就业情况（Employee），并同时控制行业、年度和地区固定效应。具体的变量衡量方法如表 1 所示。文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策143表 1 变量定义表变量类型变量名称变量符号衡量方法被解释变量绿色创新G_Innovation详见正文被解释变量的衡量解释变量文化多样性C_Div详见正文被解释变量的衡量控制变量公司规模Size总资产的自然对数资产负债率Lev期末负债总额/期末资产总计总资产报酬率Roa净利润/总资产收入增长率Growth（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入独立董事比例Indep独立董事人数除以董事会人数两职合一Dual当董事长兼任总经理时，取 1，否则为 0账面市值比Bm公司账面价值与市值之比上市时长Listage上市年份取自然对数产权性质Soe虚拟变量，国企取 1，民企取 0机构持股比例Inst机构投资者持股占流通股比重人均 GDP 水平M_Gdp各地级市人均地区生产总值经济发展速度G_Gdp各地级市地区生产总值增长率当地经济结构Ter_Indu各地级市第三产业占 GDP 的比重就业情况Employee在岗职工平均人数3.3 模型设定3.3 模型设定为了考察文化多样性对于上市公司绿色创新的影响，本文构建多元线性回归模型，其基本形式如下：（1）在式（1）中，表示公司 i 在 t 年 j 地区的绿色创新水平，表示 j 地区 t 年的文化多样性指数，是一系列控制变量，、分别是行业固定效应、年份固定效应和地区固定效应，是残差项。是本文主要关注的变量，回归系数反映了文化多样性对企业绿色创新的影响，这也是本文主要关注的实证检验结果，如果显著为正，则验证了本文的假设。4 实证结果及分析4.1 描述性统计4.1 描述性统计表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。被解释变量企业绿色创新的均值为0.670，标准差为1.074，最小值和最大值分别为 0 和 7.245，表明上市公司之间的绿色创新水平发展水平还不均衡，存在着明显的差异，且发展较好企业与较差企业差距明显，这也更加体现了研究影响企业绿色创新因素的重要性。解释变量文化多样性的均值 0.221，标准差为 0.195，最小值和最大值分别为 0.002 和 0.653，这也体现了在各地区之间文化多样性也存在着较大的区别。其他控制变量的分布均在正常范围以内，与现有文献基本一致，这里不再赘述。文化多样性与企业绿色创新144 科学决策2023.08表 2 描述性统计变量观测值均值标准差最小值中位数最大值G_Innovation202480.6701.074007.245C_ Div202480.2210.1950.0020.2280.653Size2024822.021.27419.3521.8426.25Lev202480.4420.2090.02800.4400.925Roa202480.04100.0620-0.4520.03800.245Growth202480.1920.484-0.6510.1144.806Indep202480.3720.05300.2500.3330.600Dual202480.2370.425001Bm202480.9721.0190.05100.6368.061Listage202482.1180.77302.3033.296Soe202480.4220.494001Inst202480.3790.23500.3770.890M_Gdp2024811.200.6058.61511.2813.06G_Gdp202480.09800.0310-0.1940.09100.240Ter_Indu202480.5130.1320.08600.4990.810Employee202484.7001.4190.04504.8276.6504.2 实证结果分析4.2 实证结果分析本文采用逐步回归的方式，首先聚焦文化多样性单一变量对企业绿色创新的影响。表 3 的第（1）列报告了单变量的回归结果，可以看出文化多样性与企业绿色创新的相关系数为0.268，在1%的水平上显著为正。在第（2）列和第（3）列的回归中，本文分别引入表征公司财务、治理特征和地区经济发展水平的控制变量，并控制行业固定效应、年度固定效应和地区固定效应，文化多样性与企业绿色创新的相关系数分别为 0.298和 0.277，并仍然在 1%的水平上显著为正。上述结果均表明文化多样性能够提高企业的绿色创新水平，验证了本文的假设 H1。表 3 文化多样性与企业绿色创新的回归结果变量（1）（2）（3）G_InnovationG_InnovationG_InnovationC_Div0.268*0.298*0.277*（3.046）（3.323）（3.074）Size0.330*0.331*（15.705）（15.749）Lev0.225*0.211*（2.911）（2.725）Roa0.320*0.303*（1.849）（1.755）Growth-0.021-0.021（-1.422）（-1.423）文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策145变量（1）（2）（3）G_InnovationG_InnovationG_InnovationIndep0.2800.267（1.057）（1.005）Dual-0.006-0.008（-0.208）（-0.297）Bm-0.060*-0.060*（-2.723）（-2.700）Listage-0.017-0.015（-0.907）（-0.781）Soe-0.015-0.017（-0.441）（-0.490）Inst0.0140.002（0.254）（0.041）M_Gdp0.065*（1.906）G_Gdp0.768*（1.862）Ter_Indu-0.021（-0.101）Employee0.045*（2.345）常数项0.610*-6.777*-7.784*（25.741）（-14.756）（-13.449）行业效应YESYESYES年度效应YESYESYES地区效应YESYESYES调整 R20.0020.3020.304F 值9.27834.9627.04观测值202482024820248注：*、*、*分别表示双尾检验的显著性水平l%、5%和10%；括号内为t检验值。下同。4.3 内生性检验4.3 内生性检验（1）工具变量法考虑到遗漏变量和反向因果等内生性问题可能对本文结论造成的潜在影响，本文采用两阶段最小二乘工具变量法控制潜在的内生性问题。参考邹萍（2020）28的做法，本文采用明清各地进士人数（Num）作为儒家文化的影响力，儒家文化影响力越大，文化多样性越弱，这一变量与文化多样性相关，却与企业绿色创新数量不相关，满足工具变量的外生性要求。如表 4 所示，Cragg-Donald Wald F 统计量为 269.1，通过了弱工具变量检验。在第一阶段，检验了明清各地进士人数与企业绿色创新的关系，回归结果表明二者之间显著续表文化多样性与企业绿色创新146 科学决策2023.08负相关，第二阶段则采用第一阶段文化多样性的拟合值与企业绿色创新进行检验，两者之间的关系显著正相关，因此，两阶段最小二乘工具变量法的回归结果进一步证明了本文结论的稳健性。表 4 工具变量法回归结果变量（1）（2）第一阶段第二阶段C_DivG_InnovationNum-0.076*（-66.230）C_Div0.269*（2.860）Size-0.0010.303*（-0.549）（35.542）Lev-0.0030.267*（-0.467）（5.913）Roa0.037*0.443*（1.784）（3.455）Growth-0.002-0.025*（-0.876）（-1.729）Indep0.001-0.116（0.055）（-0.903）Dual0.0030.009（1.047）（0.560）Bm0.000-0.070*（0.156）（-6.604）Listage0.011*0.004（6.109）（0.385）Soe-0.013*-0.024（-4.688）（-1.386）Inst0.007-0.019（1.306）（-0.558）M_Gdp-0.075*0.062*（-21.961）（2.812）G_Gdp0.460*0.957*（7.189）（2.368）Ter_Indu0.256*-0.176（13.040）（-1.415）Employee0.059*0.052*（26.731）（3.739）常数项0.728*-7.551*（16.308）（-27.525）行业效应YESYES年度效应YESYES地区效应YESYES调整 R20.5280.277F 值269.1观测值2024820248文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策147（2）倾向得分匹配（PSM）由于还存在着绿色创新意愿较强的企业优先选择在文化多样性更强的地区开展生产经营这一可能性，从而对本文的研究结论的准确性产生影响。为了排除这一干扰因素，本文将各地企业按照所在地的文化多样性程度分为 4 等分，以文化多样性程度前 4 分位数的公司作为处理组，以本文的控制变量为参照，分别采用 K近邻匹配和半径匹配的方法，从文化多样性程度位于后 4 分位数的公司中选择对照组，将匹配后的样本重新检验。结果如表 5 所示，文化多样性与企业绿色创新的关系依然显著为正，排除了反向因果的可能性。表 5 PSM 回归结果变量（1）（2）K近邻匹配半径匹配G_InnovationG_InnovationC_Div0.250*0.250*（2.041）（2.038）Size0.320*0.320*（9.830）（9.825）Lev0.330*0.320*（2.930）（2.869）Roa0.2100.190（0.829）（0.782）Growth-0.030-0.030（-1.337）（-1.229）Indep-0.210-0.200（-0.650）（-0.605）Dual0.080*0.080*（2.109）（2.101）Bm-0.080*-0.080*（-2.593）（-2.570）Listage0.0100.010（0.554）（0.574）Soe-0.030-0.030（-0.517）（-0.563）Inst0.0400.040（0.507）（0.467）M_Gdp0.001*0.001*（3.201）（3.205）G_Gdp0.0010.001（0.543）（0.576）Ter_Indu0.010*0.010*（1.977）（1.981）文化多样性与企业绿色创新148 科学决策2023.08变量（1）（2）K近邻匹配半径匹配G_InnovationG_InnovationEmployee-0.000-0.000（-1.442）（-1.451）常数项-6.860*-6.860*（-9.705）（-9.707）行业效应YESYES年度效应YESYES地区效应YESYES调整R20.2850.284F值12.1112.07观测值10170101504.4 稳健性检验4.4 稳健性检验为了进一步证明本文主要研究结论的稳健性，本文还采用其他方式进行多重稳健性检验，具体包括：改变模型设定。由于本文所采用的被解释变量均大于 0，是典型的左截尾数据，为保证估计系数的有效性，本文进一步采用 Tobit 模型重新检验文化多样性与企业绿色创新的关系；改变被解释变量的衡量方法。为了消除被解释变量衡量方法对本文主要结论可能造成的偏误，本文采用绿色专利授权数量，并取自然对数作为替代衡量方法，即 log（绿色发明专利授权数量+1），对企业绿色创新重新进行衡量，并再次检验文化多样性与企业绿色创新的关系。为了防止文化多样性对企业绿色创新的促进作用是由于某些未被察觉的遗漏变量导致，而产生的一种假象，即呈现出一种安慰剂效应，本文参考 Cornaggia and Li（2019）29的做法，将样本数据集的所有“公司-地区-年度”观测值中文化多样性变量的取值全部提取，再将这些数值逐个随机地分配到每一个“公司-地区-年度”观测值中，最后重新对式（1）进行回归。如果安慰剂效应确实存在，那么受未被观察到的变量局限性驱动，处理后的文化多样性应该依然能提高企业绿色创新，反之则二者将不会显著相关。以上稳健性检验的结果与本文主要回归结果基本一致，进一步增强了本文研究结论的可靠性。5 机制检验结合上文的理论分析，文化多样性主要通过抑制管理层短视行为和激发本地人力资本创造性来提高企业的绿色创新水平。管理者短视意味着管理者的决策视域较短，因此相对于企业未来发展，管理者更倾向注重当下的利益获取（Stein，198930）。绿色创新周期长、风险大，导致短视的管理者因较高的经营风险而较少地进行投入（柴才等，201731）。文化多样性代表着多元化的利益相关者，会使得企业的环境行为得到更多的关注，管理层为了企业的声誉和稳定发展，将不得不纠正其投资中的短视行为，注重绿色发展。人力资本的天然学习属性决定了其与创新、发明以及应用联系最为紧密（吉亚辉和祝凤文，201132），因此人力资本是技术进步的载体。文化多样性的包容性能够丰富当地人资资本，使得企业吸引具有丰富背景和创造力的员工，进而提高企业的绿色创新能力。由此本文预期，如果文化多样性确实通过这两个渠道来作用于企业绿色创新，那么文化多样性应当在那些管理层短视企业、人力资本较少的地区发挥的作用更加明显，从而对这类企业的绿色创新促进作用将更加显著。为了检验前述机制是否成立，本文开展了如下检验：管理层短视（Perks），参考 Luo 等（2011）33、权小锋等（2010）34做法，采用高管在职消费衡量公司代理成本，因为管理层短视越严重代表着公司代理成本越高，若在职消费越高，则管理层的短期机会续表文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策149主义倾向越严重。本文将 Perks 及交乘项 C_DivPerks 加入到式（1）进行检验。表 9 第（1）列结果显示，交乘项系数在 1%水平上显著为正，这表明在管理层短视越严重的企业，文化多样性对企业绿色创新的促进作用更强，验证了本文对于文化多样性减轻管理层短视渠道的推理分析。人力资本（Labor），参考张宽（2019）35，利用中国统计年鉴中地级市层面的人力资本衡量地区创新人才的能力，即使用基于终身收入法测算的劳动力人力资本存量数据来反映人力资本积累程度。本文将Labor 及交乘项 C_DivLabor 加入到式（1）进行检验。表 6 第（2）列结果显示，交乘项系数在 5%水平上显著为负，在人力资本越丰富的地区文化多样性对企业绿色创新的影响越弱，即文化多样性在人资资本薄弱的地区的促进作用会更强，验证了本文对于文化多样性提高人力资本渠道的推理分析。表 6 结果表明，当企业管理层短视更为严重、企业所在地区人力资本更为稀缺时，文化多样性的增加对缓解管理层短视和提升人力资本作用更加重要，最终体现为文化多样性对这些企业的绿色创新有更显著的促进作用。结果反映出，缓解企业管理层短视和提升地区人力资本是文化多样性推动企业绿色创新的机制渠道。表 6 机制检验变量（1）（2）管理层短视人力资本G_InnovationG_InnovationC_Div-0.0010.377*（-0.003）（6.424）C_Div*Perks/Labor5.252*-0.033*（4.823）（-2.007）Perks/Labor-1.642*0.018*（-5.218）（3.331）Size0.350*0.330*（34.724）（33.858）Lev0.174*0.210*（3.979）（4.944）Roa0.0330.299*（0.265）（2.508）Growth-0.058*-0.020（-3.916）（-1.465）Indep0.297*0.267*（2.148）（1.984）Dual-0.012-0.007（-0.722）（-0.446）Bm-0.054*-0.060*（-4.342）（-4.891）Listage-0.023*-0.015（-2.064）（-1.442）Soe-0.021-0.021（-1.259）（-1.318）文化多样性与企业绿色创新150 科学决策2023.08变量（1）（2）管理层短视人力资本G_InnovationG_InnovationInst-0.0350.001（-1.067）（0.027）M_Gdp0.055*0.057*（2.812）（2.925）G_Gdp0.819*0.611*（2.277）（1.742）Ter_Indu-0.076-0.240*（-0.658）（-1.803）Employee0.050*0.045*（3.803）（3.533）常数项-8.115*-7.609*（-27.829）（-26.322）行业效应YESYES年度效应YESYES地区效应YESYES调整 R20.3130.305F 值128.1126.0观测值20248202486 文化多样性的异质性检验正如前文所述，正式制度与非正式制度共同构成企业外部环境，对企业行为均产生深刻影响。作为企业外部环境的重要组成部分，文化多样性是一种隐性契约，企业行为在受到文化多样性影响的同时，还会受到包括来自政府监管、资本市场主体等显性契约的影响。聚焦中国具体治理情景，本部分将从政府监管、资本市场治理、所有权性质这三个方面，探究处于不同情景的企业，文化多样性对企业绿色创新行为将呈现出何种差异化特征，以期为优化政府监管、改善资本市场治理、强化国有企业监管提供政策启示。6.1 环境规制强度6.1 环境规制强度环境规制是中国污染防治的主要政策工具，面对地方政府高强度的环境治理，企业迫于合规性要求，将加大对于绿色创新活动的投入，文化多样性对企业绿色创新带来的边际效用则相对有限；与此相反，在宽松的环境规制强度下，受市场风险、追求短期利润、绿色产品有效需求不足、创新基础薄弱等因素的限制（Acemoglu 等，201236），面临来自政府施加的绿色转型压力较小，则更有可能受到外部文化的影响。因此，文化多样性对企业绿色创新的作用应该对于环境规制强度较为薄弱的企业的作用更大。为了探究前述推论是否成立，本文将实证检验不同环境规制强度下，文化多样性对绿色创新的促进作用是否存在显著差异。本文根据中国证券监督委员会 2012 年修订的上市公司行业分类指引、环境保护部 2008 年制定的上市公司环保核查行业分类管理名录（环办函 2008 373号）以及 上市公司环境信息披露指南（环办函 201078 号），主要包括火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等 16 类行业，首先区分样本企业是否是国家重点污染监控企业，如果是则表明属于重续表文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策151点监管范围，反之则是非重点监管。表 7 报告了分组后的回归结果。我们可以看出，在重点监管的行业，文化多样性与企业绿色创新的关系并不显著，而在非重点监管下，二者的相关系数为在1%的水平上显著为正。这表明，对于非重点监管的企业，在缺乏严厉的政府监督的情况下，文化多样性对企业绿色创新的作用更加明显，这体现出文化多样性能够作为政府环境规制的有效补充，协同推动企业绿色转型。表 7 区分环境规制强度变量（1）（2）重点监管非重点监管G_InnovationG_InnovationC_Div0.2130.293*（1.646）（2.605）Size0.304*0.322*（9.720）（14.807）Lev-0.224*0.374*（-1.807）（4.223）Roa-0.1210.522*（-0.431）（2.664）Growth-0.005-0.030*（-0.169）（-1.882）Indep-0.3450.355（-1.041）（1.228）Dual-0.074*0.003（-1.720）（0.107）Bm0.007-0.077*（0.265）（-3.174）Listage-0.0310.004（-0.952）（0.208）Soe-0.061-0.020（-1.179）（-0.516）Inst0.101-0.009（1.171）（-0.140）M_Gdp0.0000.000（1.451）（1.583）G_Gdp0.0020.009*（0.333）（1.799）Ter_Indu0.0010.004（0.259）（1.390）Employee0.000-0.000（0.873）（-0.295）文化多样性与企业绿色创新152 科学决策2023.08常数项-6.044*-6.984*（-8.852）（-14.395）行业效应YESYES年度效应YESYES地区效应YESYES调整 R20.2930.331F 值11.8624.08观测值5575146736.2 资本市场治理6.2 资本市场治理作为资本市场的重要力量，机构投资者通过持有上市公司的股份从而能够间接影响企业行为产生治理效应。注重长期价值投资理念的机构投资者，其投资收益与企业中长期的发展息息相关，因此作为外部利益相关者的重要组成部分之一，长期机构投资者有更加强烈的动机促使企业通过绿色创新，在实现经济效益的同时规避法律和社会舆论风险，分享企业中长期价值提升带来的投资红利（Dyck 等，201937）。而相比之下，持股持续期较短的机构投资者由于其频繁地进行换手操作，在股市中注重短期收益，会加剧企业高管的短视行为（祝树金和汤超，202038），开展绿色创新活动的意愿较弱。因此差异化的机构投资者同样会影响文化多样性对企业绿色创新的促进作用。为了检验上述推理分析，本文借鉴黎文靖和路晓燕（2015）39的方法，将机构投资者按照持股期限区分为长期机构投资者和短期机构投资者，并基于此计算上市公司被长期机构和短期机构的持股数量分别占总股本的比重，分组回归，检验机构投资者治理如何影响文化多样性对于企业绿色创新程度的影响，结果如表8 所示。可以看出，在长期机构投资者组别中，文化多样性与企业绿色创新程度并不显著，而在短期机构投资者组中，二者的相关系数为 0.361，且在 1%的水平上显著为正。这表明，文化多样性对短期机构投资者持股比例高的企业的绿色创新促进作用更为明显。表 8 区分机构投资者风格变量（1）（2）长期机构投资者短期机构投资者G_InnovationG_InnovationC_Div0.1530.361*（1.118）（3.468）Size0.376*0.345*（12.643）（14.214）Lev0.291*0.307*（2.403）（3.344）Roa0.672*0.307（2.739）（1.329）Growth-0.027-0.009（-1.009）（-0.407）Indep0.4360.055（1.066）（0.196）续表文化多样性与企业绿色创新2023.08 科学决策153变量（1）（2）长期机构投资者短期机构投资者G_InnovationG_InnovationDual0.048-0.047（1.073）（-1.558）Bm-0.034-0.122*（-1.167）（-5.087）Listage-0.039-0.013（-1.296）（-0.599）Soe0.039-0.053（0.831）（-1.243）Inst-0.0130.005（-0.145）（0.074）M_Gdp0.092*0.084*（1.812）（1.938）G_Gdp0.8400.851（0.976）（1.603）Ter_Indu0.0110.026（0.032）（0.101）Employee0.0410.042（1.515）（1.528）常数项-9.166*-8.241*（-11.027）（-11.977）行业效应YESYES年度效应YESYES地区效应YESYES调整 R20.3660.271F 值20.8521.08观测值9471107776.3 所有权性质6.3 所有权性质国有企业是中国上市公司的重要组成部分。从企业战略目标看，相比于民营企业，国有企业不仅承担了经济目标，还要兼顾环境和社会效益。一方面，政府本身承担着履行社会公共责任，引导经济社会发展转型的重要职责，有强烈的意愿推动其控制的国企开展绿色创新活动；另一方面，国企也天然受到来自社会公众等利益相关者的关注。民营企业的绿色创新意愿则相对较弱。从资源禀赋看，国企具有天然的信贷优势，拥有更加雄厚的资金和人力进行绿色创新，而民营企业则可能具有更加强烈的风险规避动机。因此，文化多样性对于企业绿色创新的作用在民营企业和国有企业可能存在显著的差异性。为了检验文化多样性影响企业绿色创新在不同所有权性质的企业呈现的差异化特征，本文按照国企和民企进行分组检验。表 9 报告了区分不同产权性质的检验结果，可以看到，在国有企业中，文化多样性与企业续表文化多样性与企业绿色创新154 科学决策2023.08绿色创新的关系并不显著。而在民营企业中，两者系数为 0.393 并在 1%的水平下显著为正者，这表明相较于国有企业，民营企业样本中文化多样性的作用更加明显。文化多样