楊 融, 陳效林, 夏雨晴

(1.南京大學(xué) 商學(xué)院, 江蘇 南京 210093;2.南京財經(jīng)大學(xué) 營銷與物流管理學(xué)院, 江蘇 南京 210023)

一、問題的提出

黨的二十大提出,要積極穩(wěn)妥推進(jìn)碳達(dá)峰碳中和,完善能源消耗總量和強度調(diào)控,重點控制化石能源消費,逐步轉(zhuǎn)向碳排放總量和強度“雙控”制度,推進(jìn)工業(yè)、建筑、交通等高污染排放領(lǐng)域的低碳轉(zhuǎn)型。對于本身缺乏完整的固廢處置技術(shù)和環(huán)保方案的重污染企業(yè)而言,綠色并購是企業(yè)有效的轉(zhuǎn)型方式之一。據(jù)統(tǒng)計,2015—2019年重污染行業(yè)累計發(fā)生1 646起并購事件,其中綠色并購451起,即27.4%的并購事件是以綠色發(fā)展為出發(fā)點①。那么,重污染企業(yè)應(yīng)該如何促進(jìn)綠色并購的實施,以及重污染企業(yè)綠色并購真的能給企業(yè)帶來實質(zhì)性的綠色轉(zhuǎn)型嗎?對于這些問題的回答,急需學(xué)者們從理論上對重污染企業(yè)綠色并購前因和結(jié)果進(jìn)行探究。

綠色并購是指將綠色理念引入公司并購決策,以實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展為目的的并購[1]。其主要特征是將綠色理念貫穿于目標(biāo)企業(yè)選擇、并購交易決策及并購后管理整合的全過程,以實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益的統(tǒng)一。

一方面,現(xiàn)有研究主要從制度視角或績效反饋視角考察了媒體壓力[1]、儒家文化[2]、官員更替[3]以及業(yè)績反饋[4]對重污染企業(yè)綠色并購的影響,卻忽視了CEO特征對重污染企業(yè)綠色并購的影響。而高階梯隊理論[5]強調(diào)了高管,特別是作為公司主要認(rèn)知者和決策者的CEO在推動企業(yè)戰(zhàn)略決策方面的重要作用。Hambrick &Mason[5]認(rèn)為,企業(yè)戰(zhàn)略決策反映了企業(yè)中權(quán)力最大行動者的特征。因此,綠色并購作為重污染企業(yè)重大戰(zhàn)略決策,CEO特征在其中發(fā)揮的作用不容忽視。

另一方面,已有研究關(guān)注了CEO特征對企業(yè)并購的影響。例如,在個人利益(在職消費、晉升)的推動下,具有財會專業(yè)知識和能力的CEO會從事更多的并購[6]。通過外部渠道晉升且擁有多元化職業(yè)經(jīng)歷的CEO會顯著增加企業(yè)并購重組的次數(shù)和金額[7]。何瑛等[8]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),CEO豐富的職業(yè)經(jīng)歷還將進(jìn)一步導(dǎo)致更高的并購頻率和并購總額。任職較長的CEO因具備特定的行業(yè)知識以及豐富的社會網(wǎng)絡(luò),具有更高的風(fēng)險承擔(dān)能力,更敢于進(jìn)行長周期的投資,從而增加發(fā)起并購的可能性[9]。但也有研究認(rèn)為,任期較長或年齡較大的CEO出于自己聲譽的考慮傾向于安于現(xiàn)狀,盡可能避免冒險行為,降低并購發(fā)生的可能[10]。上述研究主要探討了CEO人口統(tǒng)計特征對企業(yè)并購行為的影響,這些研究成果激發(fā)學(xué)者們基于高階梯隊理論探究CEO心理特征如何影響企業(yè)戰(zhàn)略決策[5]。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)親社會行為是高管心理特征的反映,其基本前提是,CEO面臨著環(huán)境多變、復(fù)雜、模糊且矛盾的決策信息,而CEO的心理特征又極大地影響了他們?nèi)绾翁崛『吞幚磉@些信息[11]。也就是說,CEO的心理屬性通過認(rèn)知過濾機(jī)制影響CEO對于戰(zhàn)略情境的理解以及相關(guān)應(yīng)對方案的制定,使得CEO傾向于特定的戰(zhàn)略選擇[11]。

心理學(xué)研究認(rèn)為,開放性特質(zhì)使個體能更好地應(yīng)對不確定性,更具創(chuàng)造性、善于探索新事物、尋求多樣性和非常規(guī)的解決方案[12]。CEO開放性即CEO具有善于接納不確定性事物進(jìn)而改變組織現(xiàn)狀、尋求新的制度體系和戰(zhàn)略方向的心理特征。CEO開放性越高,越能接受新的觀點、學(xué)習(xí)新知識和技術(shù)、采納行業(yè)最新實踐等,從而更能夠承擔(dān)一些較高風(fēng)險的決策,如綠色并購等。借鑒Hambrick &Mason[5]高階梯隊理論中提出的分析框架,本文認(rèn)為CEO開放性通過塑造CEO的信息接觸(如何獲取與傳播信息)、選擇性偏見(傾向于關(guān)注或忽略其視野內(nèi)哪些信息)、信息解讀(對關(guān)注信息的理解以及對戰(zhàn)略選擇的評估)來影響CEO對綠色并購戰(zhàn)略的主觀判斷與回應(yīng)。因此,本文的研究問題為CEO開放性會對重污染企業(yè)綠色并購產(chǎn)生怎樣的影響。

在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,本文有三個方面的邊際貢獻(xiàn)。首先,本文豐富了企業(yè)綠色并購影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。以往研究基于制度視角或績效反饋視角研究了重污染企業(yè)綠色并購的內(nèi)外部影響因素。本文從CEO心理特征的視角出發(fā),基于高階梯隊理論研究了CEO開放性對于重污染企業(yè)綠色并購的影響,并揭示了其內(nèi)在機(jī)制。即CEO開放性通過提升高管團(tuán)隊環(huán)保注意力以及抑制高管團(tuán)隊短視傾向促進(jìn)綠色并購,為CEO開放性對綠色并購的促進(jìn)作用提供了實證依據(jù)與理論支撐,是對現(xiàn)有綠色并購前因研究文獻(xiàn)的豐富與補充。其次,本文豐富了CEO心理特征與企業(yè)戰(zhàn)略選擇的相關(guān)文獻(xiàn)。以往研究主要將人口統(tǒng)計特征作為CEO心理特征的簡單代替,這類研究忽視了真正驅(qū)動CEO行為的心理因素,并增加了錯誤解釋結(jié)果的可能性。本文以綠色并購這一重大的戰(zhàn)略事件為研究對象,探討了CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的影響,補充了CEO心理特征與企業(yè)戰(zhàn)略選擇的相關(guān)文獻(xiàn)。最后,本文對高階梯隊理論中CEO權(quán)力的研究作出了貢獻(xiàn)。高階梯隊理論的觀點認(rèn)為,CEO權(quán)力會強化高管心理特征與企業(yè)戰(zhàn)略決策之間的關(guān)聯(lián),但本文發(fā)現(xiàn)在重污染企業(yè)的綠色并購情境下,CEO權(quán)力反而會削弱CEO開放性與重污染企業(yè)綠色并購的關(guān)聯(lián),相關(guān)結(jié)論說明CEO權(quán)力與CEO開放性可能具有替代性,削弱了CEO開放性對提升高管團(tuán)隊綠色注意力的積極影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的影響

CEO開放性作為CEO個性特征中熱門的研究話題之一,學(xué)者們已經(jīng)證實了CEO開放性對于企業(yè)戰(zhàn)略選擇的影響。如:Datta et al.[13]發(fā)現(xiàn),新繼任CEO開放性對繼任后企業(yè)戰(zhàn)略慣性有負(fù)向影響。連燕玲、賀小剛[12]進(jìn)一步證實了CEO開放性特征對于企業(yè)戰(zhàn)略慣性的抑制作用。Nadkarni &Herrmann[11]研究發(fā)現(xiàn),CEO開放性對戰(zhàn)略靈活性和戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變產(chǎn)生了正向影響。陳志紅等[14]發(fā)現(xiàn),CEO開放性與企業(yè)國際化程度正相關(guān)。Graham &Smith[15]研究發(fā)現(xiàn),開放性高的CEO傾向于制定采納市場營銷相關(guān)戰(zhàn)略。Hrazdil et al.[16]發(fā)現(xiàn),CEO開放性與企業(yè)對風(fēng)險戰(zhàn)略的承受能力正相關(guān)。綠色并購作為重污染企業(yè)最重要的戰(zhàn)略行為之一,有理由相信CEO開放性也會影響重污染企業(yè)的綠色并購行為。

開放性高的CEO往往對廣泛的決策信息持開放態(tài)度,重視非同尋常的思維過程,并且常被視為有思想和創(chuàng)造力,具有強烈的變革需求以及非凡的理解和適應(yīng)他人觀點的能力。對新經(jīng)驗持開放態(tài)度的CEO積極尋求刺激和風(fēng)險[17],這種對風(fēng)險承擔(dān)的積極態(tài)度將更容易促成綠色并購的發(fā)生。具體而言,在信息獲取階段,發(fā)起綠色并購需要CEO理解并適應(yīng)來自企業(yè)內(nèi)外部的多種觀點,并對來源各異的觀點持開放和接受態(tài)度。而開放性高的CEO興趣廣泛并具有發(fā)散性思維,對各種刺激的接受能力較強,開放性高的CEO很可能通過考慮更多的意見來開闊自身獲取信息的視野。此外,開放性高的CEO會更加主動地去構(gòu)建、維持組織內(nèi)外部的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,建立廣泛而多樣的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)將帶來全面的信息收集,幫助CEO全面地了解綠色并購過程中的潛在阻力,例如并購后標(biāo)的企業(yè)的利益調(diào)整,難以與被收購企業(yè)形成協(xié)同效應(yīng)以及并購之后的文化差異等,提前制定充分且全面的應(yīng)對方案,增強公司內(nèi)外部利益相關(guān)者對于綠色并購的信心。

在選擇性感知階段,開放性高的CEO在對綠色并購相關(guān)信息進(jìn)行全面了解之后,能夠在搜尋解決方案時關(guān)注更多全新的、多樣化的,甚至不符合現(xiàn)有思維定式的方案,并可能考慮更廣泛的解決問題思路,即便該思路與公司現(xiàn)狀有著較大程度的偏差[18]。此外,開放性高的CEO會在公司內(nèi)外部建立廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)[19],在擴(kuò)寬CEO信息視野的同時,社會網(wǎng)絡(luò)中固有的信任也保障了網(wǎng)絡(luò)中的信息質(zhì)量,降低CEO的選擇性感知偏見,進(jìn)而更有可能尋找解決綠色并購潛在隱患的方案,促進(jìn)綠色并購的發(fā)生。

在信息解讀階段,開放性高的CEO所構(gòu)建的廣泛社會網(wǎng)絡(luò)有利于理解新信息,并促進(jìn)信息的快速傳遞[20]。利用廣泛的網(wǎng)絡(luò)獲取和傳播信息有助于對新信息進(jìn)行深入的討論和驗證,減少選擇性感知和信息解讀偏差[21]。Cai et al.[22]認(rèn)為,具有廣泛社會網(wǎng)絡(luò)的CEO會接觸更多另類且新穎的觀點,這種接觸有助于CEO快速識別公司綠色并購面臨的挑戰(zhàn),增強其進(jìn)一步開發(fā)高質(zhì)量解決方案的能力。利用廣泛社會網(wǎng)絡(luò)獲取和傳播信息有助于CEO對各式各樣的綠色并購方案進(jìn)行深入討論和驗證,減少信息解讀的偏差[21],篩選出感知風(fēng)險最小、最容易被企業(yè)內(nèi)外部成員接受的綠色并購方案,最終將促進(jìn)綠色并購的發(fā)生。

此外,綠色并購可能因其帶來的組織結(jié)構(gòu)變化遭到組織成員的反對,這種反對聲音將凍結(jié)綠色并購,而開放性高的CEO可以通過其不同尋常的表達(dá)能力以及說服和影響他人的能力有效地消除綠色并購過程中的阻力[18],促進(jìn)企業(yè)內(nèi)外部成員達(dá)成相對一致的觀點。

相比之下,開放性較低的CEO在構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)方面的能力較弱,不利于綠色并購信息的全面獲取、選擇性偏見的降低以及信息的正確解讀。例如,開放性較低的CEO在尋找和評估綠色并購方案時視野相對有限,隨著時間的推移,開放性低的CEO會建立慣常的信息來源,并主要依靠過去的經(jīng)驗來獲取、選擇以及解讀信息[13]。這些偏頗可能導(dǎo)致對不符合其觀點,但有利于促成綠色并購的重要信息的忽視與不恰當(dāng)?shù)睦斫狻４送?開放性較低的CEO也不善于通過積極主動的溝通交流來說服他人達(dá)成一致的意見,難以在發(fā)起綠色并購前獲取反對者或中立者的支持[18],進(jìn)而降低綠色并購發(fā)生的可能性。據(jù)此,本文提出如下假設(shè)。

H1:CEO開放性正向影響重污染企業(yè)綠色并購。

(二)高管團(tuán)隊綠色注意力的中介作用

綠色并購作為企業(yè)重大戰(zhàn)略決策,具有高度不確定性,需要承擔(dān)較大的并購風(fēng)險,高管團(tuán)隊成員在面臨這樣的決策時,必然會出現(xiàn)意見分歧。獲取高管團(tuán)隊成員支持會對綠色并購起到關(guān)鍵作用。本文認(rèn)為,開放性高的CEO本身對不確定性接納程度高,具備寬廣且長遠(yuǎn)的視野,并且具有異于常人的溝通和說服能力[18]。因此,開放性高的CEO能夠在日常溝通交流中影響高管團(tuán)隊成員的認(rèn)知和注意力,促使高管團(tuán)隊減小決策分歧,進(jìn)而促進(jìn)綠色并購的發(fā)生。本文提出,開放性高的CEO能夠提高高管團(tuán)隊綠色注意力、降低高管團(tuán)隊短視傾向,間接促成綠色并購行為。即高管團(tuán)隊綠色注意力、高管團(tuán)隊短視傾向在CEO開放性與綠色并購之間發(fā)揮中介作用。

開放性高的CEO自身具有較高的不確定性承擔(dān)能力,并且也善于接納吸收不同觀點,會更深刻地認(rèn)識到粗放式發(fā)展和對資源、生態(tài)環(huán)境竭澤而漁的苦果,以此為基礎(chǔ)的企業(yè)利潤增長不具有可持續(xù)性,因此重污染企業(yè)中開放性高的CEO自身會具備較強的綠色發(fā)展意識,他們更愿意通過綠色并購方式來轉(zhuǎn)變企業(yè)原有的發(fā)展模式,推動綠色轉(zhuǎn)型。同時,開放性高的CEO善于表達(dá),強于溝通,更能夠說服和影響其他高管團(tuán)隊成員,得到他們的支持[18]。也就是說,開放性高的CEO在與高管團(tuán)隊成員交流的過程中能夠更好地將其自身的綠色發(fā)展意識傳遞給高管團(tuán)隊成員,切實提高整個高管團(tuán)隊的綠色注意力,進(jìn)而促進(jìn)綠色并購的發(fā)生。據(jù)此,本文提出如下假設(shè)。

H2:CEO開放性通過提高高管團(tuán)隊綠色注意力促進(jìn)重污染企業(yè)綠色并購。

(三)高管團(tuán)隊短視傾向的中介作用

綠色并購需要較高的投入,并且難以在短期內(nèi)產(chǎn)生回報。特別是對于重污染企業(yè)而言,重污染企業(yè)大多屬于生產(chǎn)設(shè)備體量大、資產(chǎn)專用性強、結(jié)構(gòu)單一化的重型化產(chǎn)業(yè),對價格變化的敏感性低,要素流動性較弱,沉淀成本的存在使其不愿意承擔(dān)改變發(fā)展路徑所帶來的短期損失。放棄原有的發(fā)展方式不但需要付出巨大的棄置成本和轉(zhuǎn)換成本,也意味著要進(jìn)行較為徹底的商業(yè)模式變革和發(fā)展動能轉(zhuǎn)換,短期內(nèi)必然會面臨較大的業(yè)績滑坡和失敗風(fēng)險[1]。因此,出于規(guī)避不確定性的考慮,重污染企業(yè)高管可能存在短視傾向,在企業(yè)環(huán)境治理方面更愿意采用短期性的末端治污而非綠色轉(zhuǎn)型的方式來滿足監(jiān)管要求。開放性高的CEO能夠有效抑制高管團(tuán)隊的短視傾向。由于開放性高的CEO具有較強的信息接觸和理解能力,對于不同信息的選擇性偏見較小,并且也具備較強的溝通和說服能力,這有助于不同的綠色并購相關(guān)信息通過CEO在高管團(tuán)隊內(nèi)傳遞,方便CEO和高管團(tuán)隊成員對各式各樣的綠色并購方案進(jìn)行深入的討論和驗證[23],篩選出能夠最大限度被高管團(tuán)隊成員接受的綠色并購方案,最終開放性高的CEO將通過抑制高管團(tuán)隊的短視傾向進(jìn)而促進(jìn)綠色并購的發(fā)生。據(jù)此,本文提出如下假設(shè)。

H3:CEO開放性通過降低高管團(tuán)隊短視傾向促進(jìn)重污染企業(yè)綠色并購。

(四)CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

由于很難對CEO心理過程進(jìn)行測試,本文無法將開放性的影響從其他組織層面影響中剝離出來對機(jī)制進(jìn)行直接評估。在這種情況下,研究人員通常會探索可能影響心理過程和公司行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)因素,以驗證這些心理過程的運作機(jī)制。按照這種方法,本文確定并理論化了可能對CEO開放性機(jī)制產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)的特征,即CEO權(quán)力。

一方面,與高管團(tuán)隊密切的溝通交流是CEO提升高管團(tuán)隊綠色注意力、遏制高管團(tuán)隊短視傾向的重要手段。當(dāng)CEO擁有較強的權(quán)力時,CEO自身在企業(yè)綠色并購等重要戰(zhàn)略決策方面具有較強的話語權(quán),不太需要通過溝通的方式來實現(xiàn)企業(yè)綠色并購的目的。與之相反,當(dāng)CEO權(quán)力較小時,CEO自身難以決定重污染企業(yè)是否發(fā)起綠色并購,因此為實現(xiàn)企業(yè)綠色并購的目的需要與高管團(tuán)隊成員進(jìn)行反復(fù)的溝通協(xié)商,進(jìn)而獲取其他高管團(tuán)隊成員的支持。與高管團(tuán)隊密切的溝通交流確保了CEO能最大限度地將自身綠色注意力傳遞給高管團(tuán)隊成員,并有效遏制高管團(tuán)隊成員的短視傾向。

另一方面,當(dāng)CEO擁有過高的權(quán)力時,高管可能因職業(yè)發(fā)展的需要選擇“無條件”逢迎CEO觀點,表現(xiàn)出唯領(lǐng)導(dǎo)意見是從[24],導(dǎo)致難以通過與CEO之間的有效交流克服短視傾向并切實提升綠色意識。與此同時,高權(quán)力的CEO也在無意間助長了恐懼的氣氛[25],這種氣氛很可能會促進(jìn)合規(guī),而不是獨立思考。被高權(quán)力的CEO所嚇倒,高管會在與CEO分享可能會挑戰(zhàn)其個人信念的關(guān)鍵信息時感到猶豫[25],這種猶豫進(jìn)一步降低了高管與CEO之間進(jìn)行有效溝通的可能性。據(jù)此,本文提出如下假設(shè)。

H4:CEO權(quán)力削弱了CEO開放性與高管團(tuán)隊綠色注意力的正向關(guān)系。即CEO權(quán)力越大,CEO開放性對高管團(tuán)隊綠色注意力的提升作用越小。

H5:CEO權(quán)力削弱了CEO開放性與高管團(tuán)隊短視傾向的負(fù)向關(guān)系。即CEO權(quán)力越大,CEO開放性對高管團(tuán)隊短視傾向的抑制作用越小。

綜上,為研究CEO開放性對綠色并購行為的影響,本文構(gòu)建了以CEO開放性為前因、高管團(tuán)隊綠色注意力和高管團(tuán)隊短視傾向為中介、CEO權(quán)力為調(diào)節(jié)的重污染企業(yè)綠色并購的理論模型,如圖1所示。

圖1 CEO開放性與重污染企業(yè)綠色并購的研究模型

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

雙碳相關(guān)政策最早可追溯至2014年11月于北京發(fā)表的《中美元首氣候變化聯(lián)合聲明》,聲明提出中國計劃在2030年二氧化碳排放達(dá)到峰值,因此本文選擇2015—2019年重污染企業(yè)并購事件為研究樣本。參照潘愛玲等[2]的研究,按照如下步驟對樣本進(jìn)行進(jìn)一步篩選:(1)剔除業(yè)務(wù)類型為資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換、債務(wù)重組、股份回購的并購樣本,剔除土地、資產(chǎn)購置等資產(chǎn)收購交易,剔除收購金額小于100萬元的樣本,剔除股權(quán)收購比例小于30%的樣本,剔除已經(jīng)持有標(biāo)的企業(yè)股權(quán)比例高于30%的并購樣本,剔除交易失敗或數(shù)據(jù)缺失的并購樣本;(2)對同一企業(yè)在同一年份進(jìn)行多次并購且并購標(biāo)的相同的樣本進(jìn)行合并,對同一企業(yè)在同一年份進(jìn)行多次并購且并購標(biāo)的不同的樣本,僅保留交易金額最大的、收購比例最高的樣本。篩選后本文的數(shù)據(jù)類型為非平衡面板數(shù)據(jù),共獲得283個并購樣本。為消除極端值的影響,對主要的連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%分位點的縮尾處理。并購交易、財務(wù)指標(biāo)和CEO特征來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,綠色創(chuàng)新績效來自CNRDS數(shù)據(jù)庫,部分?jǐn)?shù)據(jù)系手工整理。

(二)變量定義與測量

1.被解釋變量

綠色并購(Greenma)。本文對綠色并購的測量采用二元啞變量。若樣本企業(yè)進(jìn)行的并購與綠色環(huán)保、綠色轉(zhuǎn)型相關(guān),則視為綠色并購,取值為1,反之則為0。該測量方法被廣泛接受,例如,潘愛玲、吳倩[3]在進(jìn)行綠色并購測量時手工收集上市公司在上海證券交易所和深圳證券交易所發(fā)布的并購公告,分析并購目的、標(biāo)的企業(yè)經(jīng)營范圍以及并購對樣本企業(yè)造成的影響是否與綠色環(huán)保以及綠色轉(zhuǎn)型有關(guān)。

2.解釋變量

CEO開放性(CEOopenness)?，F(xiàn)有研究認(rèn)為年齡、所在企業(yè)任期與CEO開放性負(fù)相關(guān),而CEO學(xué)歷與CEO開放性正相關(guān)[13]。本文參考連燕玲、賀小剛[12]和Datta et al.[13]對CEO開放性的測量方法:首先,從CSMAR數(shù)據(jù)庫中的上市公司人物特征子庫中獲取CEO年齡、教育水平(1為中專及以下,2為大專,3為本科,4為碩士,5為博士)、所在企業(yè)任期的數(shù)據(jù);其次,將CEO年齡和CEO任期分別乘-1得到轉(zhuǎn)換后的CEO年齡和CEO任期,然后將轉(zhuǎn)換后的CEO年齡、轉(zhuǎn)換后的CEO任期與未轉(zhuǎn)換的CEO教育水平分別進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化;最后,將三者標(biāo)準(zhǔn)化后的結(jié)果進(jìn)行加總得到CEO開放性指標(biāo)。

3.中介變量

高管團(tuán)隊綠色注意力(Tmtga)。對于高管團(tuán)隊綠色注意力的測量,參考吳建祖、華欣意[26]的測量方法以及構(gòu)建的高管團(tuán)隊綠色注意力相關(guān)詞匯,通過統(tǒng)計企業(yè)年報中“管理者討論與分析”部分中與綠色或環(huán)境相關(guān)詞匯的出現(xiàn)頻率來進(jìn)行測量,這些詞包括“綠色、環(huán)境、PM2.5、環(huán)保、污染、廢水、節(jié)能、循環(huán)、資源、節(jié)水、凈化、尾氣、風(fēng)電、石灰、化學(xué)品、過濾、污水、脫硫、流域、煙氣、自然、綜合治理、水資源、有機(jī)、污泥”等25個。將這些詞出現(xiàn)的數(shù)量除以“管理者討論與分析”中詞匯總量進(jìn)而測量當(dāng)年高管團(tuán)隊綠色注意力的大小,該值越大說明高管團(tuán)隊越關(guān)注企業(yè)綠色發(fā)展。

高管團(tuán)隊短視傾向(Tmtss)。對于高管團(tuán)隊短視傾向的測量,參考胡楠等[27]的測量方法以及構(gòu)建的高管團(tuán)隊短視傾向相關(guān)詞匯,通過統(tǒng)計企業(yè)年報中“管理者討論與分析”部分中與短視相關(guān)詞匯的出現(xiàn)頻率來進(jìn)行測量,這些詞包括立即、馬上、及早、即時、盡快、盡早、最晚、抓緊、最先、早日、概率、窘境、考驗、困境、來臨、年內(nèi)、數(shù)月、隨后、下月、壓力、月份、之際、成功率、年末、更早等25個。將這些詞出現(xiàn)的數(shù)量除以“管理者討論與分析”中詞匯總量進(jìn)而測量當(dāng)年高管團(tuán)隊短視傾向的大小,該值越大說明高管團(tuán)隊越短視。

4.調(diào)節(jié)變量

CEO權(quán)力(CEOpower)。參考權(quán)小鋒、吳世農(nóng)[28]以及黃荷暑、周澤將[29]的研究,本文從組織權(quán)、專家權(quán)、所有制權(quán)和聲譽權(quán)四個方面來對CEO權(quán)力進(jìn)行測量。組織權(quán)根據(jù)CEO是否兼任公司董事長以及是否為公司內(nèi)部董事測量,專家權(quán)根據(jù)CEO是否具有高級職稱以及任職年限是否超過行業(yè)中位數(shù)測量,所有制權(quán)根據(jù)CEO是否持股以及機(jī)構(gòu)投資者持股是否低于行業(yè)中位數(shù)測量,聲譽權(quán)根據(jù)CEO是否具有碩士及以上學(xué)歷,以及是否在企業(yè)外兼職來測量②。將上述結(jié)果進(jìn)行加總得到CEO權(quán)力指標(biāo)。

5.控制變量

借鑒已有研究,本文從企業(yè)經(jīng)營情況、產(chǎn)權(quán)和CEO特征三方面選擇綠色并購的控制變量,最終選取凈資產(chǎn)收益率(Roe)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、現(xiàn)金流(Cashflow)、股權(quán)制衡度(Balance)、所有權(quán)(Soe)、CEO職業(yè)經(jīng)歷多樣性(Back)等作為本文研究的控制變量。其中,凈資產(chǎn)收益率用“可供普通股東分配的凈利潤/平均普通股東權(quán)益”進(jìn)行測量;資產(chǎn)負(fù)債率用“負(fù)債總額/資產(chǎn)總額”進(jìn)行測量;現(xiàn)金流用“現(xiàn)金流入量-現(xiàn)金流出量”進(jìn)行測量;所有權(quán)用“是否為國有企業(yè)”進(jìn)行測量,1為國有企業(yè),0為非國有企業(yè);CEO職業(yè)經(jīng)歷多樣性用“CEO曾就任的職能部門類型數(shù)”進(jìn)行測量。最后,本文還控制了行業(yè)(Industry)和年份(Year)固定效應(yīng)。

(三)模型構(gòu)建

為檢驗H1,即CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的影響,本文構(gòu)建了線性回歸OLS模型,如公式(1)所示,并使用Probit等非線性概率模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。其中Greenma代表被解釋變量綠色并購,CEOopenness代表解釋變量CEO開放性,Controls代表控制變量,包括凈資產(chǎn)收益率(Roe)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、現(xiàn)金流(Cashflow)、股權(quán)制衡度(Balance)、所有權(quán)(Soe)、CEO職業(yè)經(jīng)歷多樣性(Back)、行業(yè)(Industry)和年份(Year)等。考慮到CEO開放性與權(quán)力在短期內(nèi)都較為穩(wěn)定,本文并未對因變量做滯后一期處理,公式(1)中,CEOopenness顯著且系數(shù)為正,則說明H1成立。

Greenma=α0+α1CEOopenness+α2Controls+ε

(1)

本文基于式(1)～式(3)來檢驗H2和H3,其中Mediation代表中介變量,分別為高管團(tuán)隊綠色注意力(Tmtga)和高管團(tuán)隊短視傾向(Tmtss),其他變量定義均與式(1)相同。式(2)中,Mediation顯著且系數(shù)為正,則說明H2成立;公式(3)中,Mediation顯著且系數(shù)為正,則說明H3成立。

Mediation=α0+α1CEOopenness+α2Controls+ε

(2)

Greenma=α0+α1CEOopenness+α2Mediation+
α3Controls+ε

(3)

此外,本文進(jìn)一步基于式(4)檢驗CEO權(quán)力對于CEO開放性的調(diào)節(jié)作用以檢驗H4和H5,其中CEOpower代表調(diào)節(jié)變量CEO權(quán)力,其他變量定義均與式(2)相同,式(4)中調(diào)節(jié)變量顯著,則說明H4(H5)成立。

Mediation=α0+α1CEOopenness+
α2CEOopenness×CEOpower+α3Controls+ε

(4)

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。其中,變量Greenma的平均值為0.325,即重污染企業(yè)的綠色并購事件占所有并購事件的32.5%,說明在雙碳政策壓力下,以綠色轉(zhuǎn)型為目的發(fā)起的并購占據(jù)相當(dāng)大的比重,這也從另一方面說明研究綠色并購具有較強的現(xiàn)實意義。根據(jù)重污染企業(yè)是否選擇綠色并購可以將樣本分為綠色并購子樣本和非綠色并購子樣本,分組結(jié)果如表1所示。綠色并購子樣本中的CEO開放性(CEOopenness)的均值為2.082,非綠色并購子樣本中的CEO開放性均值為1.956,這表明CEO的高開放性可能會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行綠色并購。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

前文對主要變量之間的描述性統(tǒng)計以及核心變量的分組均值差異進(jìn)行了匯報,初步驗證了CEO開放性與綠色并購之間的相關(guān)性,但CEO開放性究竟能不能解釋企業(yè)綠色并購行為還需要進(jìn)一步加入控制變量以探究該影響的強弱。在表2中,本文對H1進(jìn)行了檢驗。

表2 CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了避免加入不當(dāng)控制變量,在表2列(1)中,本文加入CEO開放性年份以及行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行回歸,結(jié)果發(fā)現(xiàn)CEO開放性顯著。此外,主效應(yīng)的回歸結(jié)果如表2列(2)所示,CEO開放性顯著,回歸系數(shù)為0.241,H1得到了驗證。以上結(jié)果表明,CEO開放性每增加1個單位,重污染企業(yè)發(fā)起綠色并購的可能性就會增加24.1%,這說明CEO開放性對于促進(jìn)重污染企業(yè)綠色并購行為具有重要影響。為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用Probit模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗,結(jié)果如表2列(3)所示,Probit模型中CEO開放性顯著且系數(shù)為正,與OLS回歸的結(jié)果保持一致。

(三)機(jī)制分析

在表3和表4中,本文對H2和H3進(jìn)行了檢驗。在中介變量檢驗中,分別采用逐步回歸法以及置信區(qū)間法進(jìn)行中介假設(shè)檢驗,表3為逐步回歸法的檢驗結(jié)果。列(1)和列(2)的結(jié)果顯示,CEO開放性顯著且系數(shù)為正,說明CEO開放性通過提高高管團(tuán)隊綠色注意力進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)綠色并購,通過了逐步回歸法檢驗,H2得到了初步支持。同理,表3列(3)和列(4)結(jié)果顯示,CEO開放性通過抑制高管團(tuán)隊短視傾向進(jìn)而促進(jìn)綠色并購,H3也得到了支持。

表3 高管團(tuán)隊綠色注意力和短視傾向的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

表4 高管團(tuán)隊綠色注意力和短視傾向的中介效應(yīng)計算結(jié)果

此外,表4報告了置信區(qū)間法的檢驗結(jié)果。在高管團(tuán)隊綠色注意力中介效應(yīng)檢驗中,高管團(tuán)隊綠色注意力的中介效應(yīng)值為0.02,說明CEO開放性通過提升高管團(tuán)隊綠色注意力進(jìn)而促進(jìn)了重污染企業(yè)綠色并購行為,H2得到了支持。同理,在高管團(tuán)隊短視傾向中介效應(yīng)檢驗中,高管團(tuán)隊短視傾向的中介效應(yīng)值為0.02,說明CEO開放性通過抑制高管團(tuán)隊短視傾向進(jìn)而促進(jìn)了重污染企業(yè)綠色并購行為,H3得到了支持。

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表5中列出了H4和H5的檢驗結(jié)果。列(1)結(jié)果顯示,CEO權(quán)力與CEO開放性的交乘項顯著,回歸系數(shù)為-0.131,說明從整體上看,CEO權(quán)力弱化了CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的促進(jìn)作用。列(2)結(jié)果顯示,CEO權(quán)力與CEO開放性的交乘項在5%的水平下顯著,回歸系數(shù)為-0.003,說明CEO權(quán)力抑制了CEO開放性對高管團(tuán)隊綠色注意力提升的積極影響,最終降低了CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的積極影響,由此H4得到了支持。列(3)結(jié)果顯示,CEO權(quán)力與CEO開放性的交乘項不顯著,說明CEO權(quán)力對CEO開放性與高管團(tuán)隊短視傾向的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用,H5沒有得到驗證,這可能是因為重污染企業(yè)高度專用性的資產(chǎn)特征導(dǎo)致企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型具有很強的不確定性,因此高管可能格外重視短期利益而非長遠(yuǎn)發(fā)展,抑制短視傾向更多需要依靠CEO與高管團(tuán)隊的溝通交流,而非強制性命令的手段。

表5 CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.更換回歸模型與被解釋變量

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,首先,將Probit模型分別更換成Logit和Tobit模型,結(jié)果③與表2保持一致。本文進(jìn)一步采用Hausman檢驗對非平衡面板數(shù)據(jù)的模型設(shè)定進(jìn)行進(jìn)一步的篩選驗證。Hausman檢驗結(jié)果④顯示,Prob>Chi2=0.96,即在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中選擇隨機(jī)效應(yīng)模型,采用隨機(jī)效應(yīng)模型回歸的結(jié)果與表2保持一致。

其次,本文進(jìn)一步采用PSM近鄰匹配法對實證結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。配對后控制變量的標(biāo)準(zhǔn)差變化在10%以內(nèi),T檢驗結(jié)果不拒絕原假設(shè);PSM匹配后的樣本相較于原樣本減少了系統(tǒng)性誤差,消除了由這部分誤差導(dǎo)致的結(jié)論偏差。PSM樣本的回歸結(jié)果⑤與原樣本的回歸結(jié)果一致,進(jìn)一步說明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

最后,考慮到具有學(xué)術(shù)背景的CEO會更具有發(fā)散性和創(chuàng)造性思維,對新事物的接納程度更高。同時CEO在董事會內(nèi)部任職也會賦予CEO通過控制下屬和資源來管理公司所面臨的不確定性的權(quán)力[28],并且來自CSMAR數(shù)據(jù)庫2008—2020年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示(N=26 193),約有7.3%的CEO不擔(dān)任企業(yè)內(nèi)部董事,因此與權(quán)小鋒、吳世農(nóng)[28]研究一致,因此本文進(jìn)一步將CEO是否具有學(xué)術(shù)背景作為CEO開放性的替代測量,將CEO是否擔(dān)任企業(yè)內(nèi)部董事作為CEO權(quán)力的替代測量,回歸結(jié)果未發(fā)生改變⑥。

2.工具變量法

本文使用工具變量法來對CEO開放性與重污染企業(yè)綠色并購之間的因果關(guān)系進(jìn)行更進(jìn)一步的探討。本文以CEO籍貫所在地的教育文化作為CEO開放性的工具變量。CEO籍貫所在地的教育文化也可能會對CEO開放性產(chǎn)生影響,教育文化濃厚的省份擁有更好的教育資源,有助于CEO通過提升學(xué)歷水平,開闊眼界進(jìn)而提高CEO開放性,滿足工具變量的相關(guān)性要求。然而,目前還沒有證據(jù)顯示CEO籍貫所在地的教育文化會對CEO所在重污染企業(yè)的綠色并購產(chǎn)生影響,滿足工具變量的排他性要求。因此,本文分別選取CEO籍貫所在省份的“211”大學(xué)數(shù)量(sch211)以及清朝進(jìn)士人數(shù)(jinshi)作為工具變量。表6列(1)和列(3)展示了工具變量第一階段的回歸結(jié)果,sch211和jinshi顯著且系數(shù)為正,說明本文選取的兩個工具變量會對CEO開放性產(chǎn)生顯著的正向影響。表6列(2)和列(4)分別展示工具變量第二階段的回歸結(jié)果,CEOopenness顯著且系數(shù)為正,表明在處理內(nèi)生性問題后本文的研究結(jié)論仍然成立。

表6 工具變量回歸結(jié)果

(六)異質(zhì)性分析

本文采取費舍爾組合檢驗(Fisher’s Permutation test)方法來進(jìn)行異質(zhì)性檢驗,考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、前期資產(chǎn)負(fù)債率、省級環(huán)境監(jiān)管以及行業(yè)期望績效順差對企業(yè)綠色并購行為的異質(zhì)性影響。

首先,將樣本按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組子樣本進(jìn)行分組回歸,并檢驗兩組系數(shù)之間是否具有顯著差異,結(jié)果如表7列(1)和列(2)所示?？梢钥闯?對于國有企業(yè),CEO開放性對企業(yè)綠色并購行為的影響更大,回歸系數(shù)約為非國有企業(yè)的2.4倍(0.48÷0.20),經(jīng)驗p值顯示在國企和非國企組別中,CEO開放性對于綠色并購的回歸系數(shù)有明顯差異。該發(fā)現(xiàn)與制度邏輯理論相一致,即在國家邏輯的驅(qū)動下,與政府保持高度一致的國有企業(yè)能快速響應(yīng)政府綠色轉(zhuǎn)型的號召,相較于持有市場邏輯(以利益最大化為首要目標(biāo))的非國有企業(yè)更傾向于發(fā)起綠色并購,強化了CEO開放性對于綠色并購的影響。

表7 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

其次,根據(jù)上期資產(chǎn)負(fù)債率的中位數(shù)將樣本分為高資產(chǎn)負(fù)債率組與低資產(chǎn)負(fù)債率組進(jìn)行分組回歸,結(jié)果見表7列(3)和列(4)。在資產(chǎn)負(fù)債率較低的公司中,CEO開放性對于重污染企業(yè)綠色并購的回歸系數(shù)為正(0.11),但并不顯著,而在資產(chǎn)負(fù)債率較高的公司中,CEO開放性顯著,回歸系數(shù)為0.32,經(jīng)驗p值顯示在低資產(chǎn)負(fù)債率和高資產(chǎn)負(fù)債率組別中,CEO開放性對于綠色并購的回歸系數(shù)有明顯差異。這可能是因為資產(chǎn)負(fù)債率較高的企業(yè)本身具有較強經(jīng)營風(fēng)險承擔(dān)能力,對于較強不確定性的綠色并購排斥較小,相較于低風(fēng)險偏好企業(yè),在具有一定風(fēng)險承擔(dān)能力的重污染企業(yè)中開放性高的CEO發(fā)起綠色并購的阻力更低。

再次,根據(jù)省級環(huán)境監(jiān)管的中位數(shù)將樣本分為高環(huán)境監(jiān)管組與低環(huán)境監(jiān)管組進(jìn)行分組回歸。通過計算“綠色、環(huán)境、PM2.5、環(huán)保、污染、廢水、節(jié)能、循環(huán)”等關(guān)鍵詞在各年度各省份政府工作報告中出現(xiàn)的頻率對省級環(huán)境監(jiān)管進(jìn)行測量。表7列(5)和列(6)結(jié)果顯示,環(huán)境監(jiān)管較低的公司中,CEO開放性顯著且系數(shù)為正,而在環(huán)境監(jiān)管較高的公司中,CEO開放性對企業(yè)綠色并購有正向影響但并不顯著,經(jīng)驗p值顯示在低環(huán)境監(jiān)管和高環(huán)境監(jiān)管組別中,CEO開放性對于綠色并購的回歸系數(shù)有明顯差異。這可能是因為隨著地方政府對于企業(yè)環(huán)保行為監(jiān)督力度的提升,會將更多環(huán)境治理壓力傳導(dǎo)給轄區(qū)內(nèi)的企業(yè),并且環(huán)境違規(guī)成本也會提高,這將喚起重污染企業(yè)高管的綠色意識,并克服以往策略性環(huán)境治理的短視行為,進(jìn)而削弱了CEO開放性通過強化高管團(tuán)隊綠色意識、抑制高管團(tuán)隊短視傾向,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)綠色并購。

最后,根據(jù)行業(yè)期望績效順差的中位數(shù)將樣本分為高期望績效順差組與低期望績效順差組進(jìn)行分組回歸。在構(gòu)建行業(yè)期望績效順差過程中,參考潘愛玲等[2]的做法,通過網(wǎng)格搜索將實際績效的權(quán)重設(shè)置為0.4,行業(yè)歷史業(yè)績期望值的權(quán)重設(shè)置為0.6。表7列(7)和列(8)結(jié)果顯示,期望績效順差較低的公司中,CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的回歸系數(shù)為正(0.05),但變量不顯著,而在期望績效順差較高的公司中,CEO開放性顯著且系數(shù)為正,經(jīng)驗p值顯示在低績效順差和高績效順差組別中,CEO開放性對于綠色并購的回歸系數(shù)有明顯差異。這可能是因為綠色并購需要企業(yè)資金支持,在行業(yè)期望績效順差較高的企業(yè)中,企業(yè)因其良好的經(jīng)營狀況而擁有更多的資金,同時也更容易受到外部投資者青睞,進(jìn)而有利于外部資源的獲取,因此在行業(yè)期望績效順差較高的重污染企業(yè)中,CEO開放性對于重污染企業(yè)綠色并購的促進(jìn)作用更強。

五、進(jìn)一步研究

(一)CEO開放性與重污染企業(yè)綠色及非綠色并購

普通并購主要目的是強化現(xiàn)有粗放式發(fā)展模式,即放大現(xiàn)有的經(jīng)營協(xié)同、財務(wù)協(xié)同和市場份額效應(yīng)等優(yōu)勢,因此更不會成為開放性高的CEO的選擇。本文推測雙碳背景下CEO開放性將強化重污染企業(yè)綠色并購意愿,并弱化其普通并購意愿。表8設(shè)定了“merge”以及“greenmerge”兩個變量,merge是指重污染企業(yè)當(dāng)年交易規(guī)模最大并購是否為普通并購(即非綠色并購),greenmerge是指重污染企業(yè)當(dāng)年交易規(guī)模最大并購是否為綠色并購。在merge的測量過程中,剔除當(dāng)年交易規(guī)模最大并購為綠色并購的樣本,再將剩余的普通并購樣本賦值為1,非并購樣本賦值為0。同理,在greenmerge的測量過程中,剔除當(dāng)年交易規(guī)模最大并購為非綠色并購的樣本,再將剩余的綠色并購樣本賦值為1,非并購樣本賦值為0。本文推測雙碳背景下CEO開放性將對greenmerge產(chǎn)生正向影響,而對merge產(chǎn)生負(fù)向影響。表8的回歸結(jié)果與預(yù)期一致,CEO開放性對普通并購的影響顯著且系數(shù)為負(fù),而對綠色并購的影響顯著且系數(shù)為正。

表8 CEO開放性對重污染企業(yè)普通并購和綠色并購的異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(二)重污染企業(yè)綠色并購的結(jié)果分析

本節(jié)主要探究開放性CEO所發(fā)起的綠色并購是否能夠促進(jìn)企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。由于很多企業(yè)的綠色專利申請數(shù)大多為0,參照潘愛玲等[2]的研究,本文對綠色發(fā)明專利申請數(shù)和綠色實用新型專利申請數(shù)進(jìn)行了離散化(大于中位數(shù)記為1,否則記為0),分別構(gòu)建變量Green_invent和Green_noninvent,并使用Probit模型對滯后一期的綠色創(chuàng)新進(jìn)行檢驗,表9列(1)和列(2)結(jié)果表明,發(fā)起綠色并購后代表實質(zhì)性創(chuàng)新成果的綠色發(fā)明專利申請數(shù)并沒有顯著變化,而代表策略性創(chuàng)新成果的綠色實用新型專利申請數(shù)顯著增加,說明盡管開放性高的CEO能夠通過卓越的協(xié)調(diào)統(tǒng)籌能力促使各方達(dá)成發(fā)起綠色并購的一致意見,但在短期內(nèi)并不能提升企業(yè)整體的綠色發(fā)展意識。

表9 重污染企業(yè)綠色并購的回歸結(jié)果

此外,雙碳背景下重污染企業(yè)的綠色并購行為不僅能向外界傳遞積極的綠色轉(zhuǎn)型信號,也有助于提升企業(yè)環(huán)保水平并降低環(huán)保運營成本,因此雙碳背景下重污染企業(yè)的綠色并購行為應(yīng)當(dāng)能夠提升企業(yè)價值。為此,本文進(jìn)一步研究了重污染企業(yè)綠色并購對于累計異常收益(CAR)的影響。本文將并購首次公告日確定為第0天,選取[-240,-2]作為模型的估計窗口,將并購首次公告日前后1天[-1,1]作為事件窗口期進(jìn)行研究,使用CAPM方法[30]計算每個公司的CAR。表9 列(3)結(jié)果顯示,綠色并購顯著且系數(shù)為正,說明綠色并購相較普通并購能顯著提升重污染企業(yè)價值。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文從理論上分析了CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的影響及機(jī)制,并利用2015—2019年重污染企業(yè)283個并購樣本進(jìn)行了實證檢驗。主要結(jié)論如下。(1)CEO開放性的提高能夠促進(jìn)重污染企業(yè)的綠色并購行為,在引入工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗后,上述結(jié)論仍然成立。(2)CEO開放性通過提升高管團(tuán)隊綠色注意力、抑制高管團(tuán)隊短視傾向進(jìn)而促進(jìn)了重污染企業(yè)的綠色并購,并且當(dāng)CEO擁有較大的權(quán)力時,會抑制CEO開放性對高管團(tuán)隊綠色注意力的促進(jìn)作用,限制CEO開放性促進(jìn)綠色并購積極作用的發(fā)揮。(3)較于非國有企業(yè)、低資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)、高環(huán)境監(jiān)管企業(yè)以及低績效順差企業(yè),CEO開放性對重污染企業(yè)綠色并購的促進(jìn)作用在國有企業(yè)、高資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)、低環(huán)境監(jiān)管企業(yè)以及高績效順差企業(yè)中更為突出。(4)與綠色并購相比,CEO開放性對重污染企業(yè)普通并購沒有促進(jìn)作用,相反還會對重污染企業(yè)普通并購產(chǎn)生抑制作用。(5)從綠色并購后的結(jié)果來看,綠色并購在短期內(nèi)增加了重污染企業(yè)綠色專利中的非發(fā)明專利數(shù)量,對綠色發(fā)明專利數(shù)量的增加沒有影響,同時綠色并購增加了企業(yè)的超額收益率。

針對上述結(jié)論,本文提出如下政策建議。第一,為實現(xiàn)重污染企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型,重污染企業(yè)在選聘CEO時可考慮優(yōu)先選聘開放性較高的CEO,特別是國有企業(yè)、高資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)、低環(huán)境監(jiān)管企業(yè)以及高行業(yè)期望績效順差企業(yè)。第二,重污染企業(yè)董事會可考慮避免CEO持股過高或避免CEO同時兼任董事長,完善公司治理體制機(jī)制,形成有效的決策激勵約束機(jī)制,健全高管間的溝通機(jī)制,促進(jìn)重大事項的集體決策。第三,對于CEO而言,在面對綠色并購等影響深遠(yuǎn)的戰(zhàn)略決策時,應(yīng)注意避免通過命令的方式來發(fā)起綠色并購,而是應(yīng)該與高管團(tuán)隊成員進(jìn)行密切的溝通與協(xié)商,獲取更多高管團(tuán)隊成員的支持并協(xié)商出更能被各方接受的綠色并購方案,以便在完成綠色并購后能更好地消化吸收相關(guān)綠色轉(zhuǎn)型的知識和技術(shù)。第四,發(fā)起綠色并購只是綠色轉(zhuǎn)型的開端,發(fā)起綠色并購后,CEO仍不能放松警惕,應(yīng)在企業(yè)內(nèi)外部加強宣傳,促進(jìn)綠色文化的形成,增強企業(yè)整體的綠色環(huán)保意識,抑制企業(yè)內(nèi)存在的短視傾向,促進(jìn)實質(zhì)性綠色轉(zhuǎn)型的早日到來。

注 釋：

①數(shù)據(jù)基于CSMAR數(shù)據(jù)庫公布的并購事件手工整理得到。

②此處CEO學(xué)歷同樣被用于CEO開放性指標(biāo)的構(gòu)建,然而CEO開放性與CEO權(quán)力均由眾多不同維度的CEO特征指標(biāo)構(gòu)成,且CEO開放性與CEO權(quán)力之間的相關(guān)系數(shù)(-0.044)并不顯著,因此本文中CEO開放性和CEO權(quán)力并不存在明顯的關(guān)聯(lián)性。此外,在穩(wěn)健性檢驗中,本文將“CEO是否為企業(yè)內(nèi)部董事”作為CEO權(quán)力的替代變量,實證結(jié)果保持不變。

③～⑥為節(jié)約篇幅未匯報該部分回歸結(jié)果,留存?zhèn)渌?作者郵箱:chenxl@nufe.edu.cn。