红色文化与企业绿色创新——基于国家级烈士纪念设施地理位置数据的研究.pdf

第 36 卷 第 2 期2024 年 4 月Vol.36 No.2Apr.2024研究与发展管理R&D MANAGEMENT红色文化与企业绿色创新基于国家级烈士纪念设施地理位置数据的研究严若森1，张锦浩1，周燃2（1.武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072；2.湖北文理学院 经济管理学院，襄阳 441053）摘要：基于制度理论，并基于277个国家级烈士纪念设施的地理位置数据，以20092020年中国沪深两市A股上市公司为研究样本，实证检验了红色文化对企业绿色创新的影响。研究发现：红色文化能够显著促进企业绿色创新，而外来文化的冲击和正式制度环境的完善会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。机制检验表明：管理者的绿色创新意识和奉献精神是红色文化促进企业绿色创新的两条作用机制。进一步研究发现：红色文化对企业绿色创新的促进作用在国有企业和所在地公众环保意识更强的企业中更显著，而企业所属行业是否亲近消费者对此促进作用的影响并未有显著不同。研究结论从微观企业角度揭示了红色文化对企业绿色创新影响的作用机理，为解决红色文化“本体论”困境提供了理论支持与经验证据，亦为政府部门重视红色文化等非正式制度的社会治理功能提供了管理启示。关键词：红色文化；非正式制度；企业绿色创新中图分类号：F270 文献标识码：A0 引言中国绿色专利统计报告（20142017年）显示，中国绿色技术发明专利排名前20的专利权人绝大多数来自高校和科研院所，而不是企业。企业不愿意承担绿色创新的责任，可能是绿色创新成本与收益的非对称性会导致企业绿色创新的意愿不足。从成本端出发，遵循“经济人”假设的管理者倾向采用低成本的“漂绿”等末端治理技术1-3；从收益端来看，绿色创新的双重正外部性决定了效益并非由企业独享，同时，极低的学习成本使其他企业能够通过技术溢出和搭便车行为享受企业的绿色创新成果4。低成本的末端治理技术和生态资源的公共产品属性，意味着仅仅依靠正式制度来解决环境治理问题是很难的。因此，如何发挥非正式制度的作用成为学者们关注的重要议题。例如，李俊成等5探索了儒家文化对企业绿色创新的促进作用，赵颖和马靓6证实了方言文化对企业绿色创新的促进作用。作为重要的中国传统文化之一，红色文化是中国人民在艰苦卓绝的革命进程中展示出来的奋斗进取、无私奉献精神的文化结晶7，是中国人民在前进道路上战胜各种困难、不断夺取胜利的强大精神力量。但红色文化这种非正式制度“正能量”对企业经营决策的影响目前总体上还是一个黑箱，现有研究对其解构8-9还显得非常有限。鉴于此，本文将红色文化这种非正式制度纳入企业绿色创新影响因素的分析框架，试图填补红色文化对企业绿色创新影响这一研究缺口，并由此提出下述问题：红色文化对企业绿色创新会产生怎样的影响？什么因素在其影响机制中发挥作用？在特定情境下红色文化对企业绿色创新的影响有何差异性？本文基于制度理论，并基于277个国家级烈士纪念设施的地理位置数据，以20092020年中国沪深两市A股上市公司为研究样本，考察红色文化对企业绿色创新的影响，并对其作用机制进行探索。考虑到红色文化是非正式制度，外来文化冲击、正式制度环境等因素都可能削弱红色文化的作用，因此，本文收稿日期：2023-06-23；修改日期：2023-12-03。基金项目：国家社会科学基金重点项目“基于利益相关者和谐治理驱动的中国家族企业绿色创新研究”（22AGL015）。第一作者：严若森（1971），男，教授，博士生导师，研究方向为公司治理、企业理论、制度理论、战略管理、创新管理，。通信作者：周燃（1989），女，博士，讲师，研究方向为财务与公司治理，。文章编号：1004-8308（2024）02-0037-13DOI：10.13581/ki.rdm.20230688研究与发展管理第 36 卷进一步考察了外来文化冲击、正式制度环境对本文主效应的调节作用。此外，由于不同企业、不同行业、不同地区在企业绿色创新方面存在一定的差异，本文还考察了企业产权性质、企业所属行业性质及企业所在地公众环保意识等情境因素对红色文化促进企业绿色创新的异质性影响。本文创新点如下：在非正式制度框架下解析了红色文化对企业绿色创新的影响，拓宽了企业绿色创新影响因素的相关研究；从企业绿色转型维度延伸了红色文化的经济后果，为红色文化的价值观塑造功能提供了理论依据；揭示了红色文化对企业绿色创新影响的机制路径、边界条件及异质性，并揭示了红色文化对企业绿色创新的促进并非企业面向利益相关者的“表演”，而是企业在红色文化的绿色创新激励效应和利他效应影响下的自发结果，为解决红色文化“本体论”困境提供了理论支持。1 理论分析与研究假设 1.1红色文化红色文化是党领导人民创建的无产阶级文化，主要表现为革命年代的“人、物、事、魂”，是党和人民的力量源泉和精神支柱10。红色文化能够潜移默化地在人的思想中融入、转化和沉淀，以红色基因的形式内化于心，进而通过坚贞勇毅的革命精神、忠诚为民的奉献精神和爱国强国的爱国精神对人的思想和行为进行塑造11。至此，红色文化的传承和发展达到新的战略高度，发挥越来越重要的作用。以中华传统文化为代表的非正式制度在中国占据重要地位12。近年来，学者们开始关注中华传统文化的经济后果，既有研究不仅证实了儒家文化13、宗族文化14等对宏观经济的影响，亦揭示了儒家文化5，15、方言文化6、红色文化8-9等对微观企业的影响。其中，红色文化作为中华传统文化的重要组成内容，由于其学理论证还不够完善，正遭遇“本体论困境”7。所谓红色文化的“本体论困境”，即现有关于红色文化的研究问题还不够深入、研究论证还不够严密，导致无法针对实践体验提出有效的论证逻辑。认识不清，则效用不明。如若无法从学理上解构红色文化，则即难以在实践层面有效指引与促进红色文化发挥社会治理功能。作为红色文化“人、事、物、魂”的集中映射，烈士纪念设施塑造了神圣场域，为红色文化内化于心营造了良好的情境氛围16。同时，对于红色价值观教育，通过榜样性、先进性的人、事进行榜样激励往往更具实效性和说服力，亦更能够诱发激活个体的学习动机17。由此可知，烈士纪念设施所承载的富有感染性和可信性的红色先进人物和事迹能够更好地起到红色文化传播的作用。蕴含丰富、影响深远的红色文化，是中国人民不畏艰险、艰苦奋斗的精神源泉和动力来源，能够内化于心、外化于行，作为人们判断行为得失、确定价值取向的某种基本准则，其可能会影响企业的经营决策。1.2红色文化与企业绿色创新制度理论认为法律、文化、习俗等制度会对社会行为施加约束性影响。因此，个体会受到文化认知性要素的影响，以及自身所处环境的信仰体系与文化框架的影响18。当前，以绿色创新推动可持续发展的呼声迭起。红色文化作为一种非正式制度，亦是一种文化框架，其或能够促进企业绿色创新。一方面，红色文化能够产生“绿色创新意识激励效应”，通过提升管理者的绿色创新意识，可以促进企业绿色创新。具体表现以下两方面。在革命精神传承层面，红色文化的起源是革命，推翻不合理制度的本质就是创新，新时期虽然时代任务不同，但红色文化仍然是创新的文化。既有研究指出，红色文化是中国人民创造精神的体现19，红色文化资源能够对人们的意识产生影响，培养改革精神和创新能力20。由此可知，红色文化本身具有创新属性。在当前的经济发展形势下，惯用的低成本末端治理技术无法满足企业高质量、可持续发展的要求3，企业开始注重绿色创新。相较于一般创新行为，绿色创新的价值创考察红色文化对企业绿色创新的影响，亦可能会产生对立性假设，例如红色文化浓厚的区域相对不发达，可能其发展阶段对绿色创新的诉求还没那么高，其工业化水平相对较低，甚至没有进入工业化阶段，绿色创新可能还没有提上议程，可能会导致红色文化抑制企业绿色创新这一结果。不过，本文认为，红色文化思想影响人的行为规范，主要是基于文化通过影响人们的价值观念，进而影响其行为决策这一作用路径，这是众多关于文化等非正式制度影响企业经济后果所公认的作用路径，故本文用红色文化影响管理层的创新意识和利他观念进而影响企业绿色创新这一解释更为合理。非常感谢审稿专家的提醒。38第 2 期严若森等：红色文化与企业绿色创新造优势将提升“思变”型管理者对绿色创新的关注度21。因此，深受先烈勇于推翻不合理制度革命创新精神影响的管理者，其打破现状、主动寻求绿色创新的意识会更强。在响应国家号召层面，以红色文化蕴含的爱国之情为纽带，贯彻执行国家决定、统一行动，是国家建设的主体力量。既有研究指出，党员、党组织等红色属性嵌入企业，能够促使企业响应国家号召，推动企业主动承担环境保护责任22，企业对环境问题会更敏感，主动关注环境问题并履行环境治理责任23。因此，在红色文化凝聚的爱国情怀影响下，管理者会更加主动地响应国家的号召，提升绿色创新意识，在企业层面落实党的政策方针。更具绿色创新意识的管理者能够促进企业绿色创新。第一，更具绿色创新意识的管理者能够通过绿色战略决策直接影响企业绿色创新。企业战略是管理者意识的体现，更具绿色创新意识的管理者能够通过制订绿色创新战略促进企业绿色创新24。第二，更具绿色创新意识的管理者能够通过组织文化间接影响企业绿色创新的能力和意愿。例如，绿色变革型CEO能够通过营造绿色创新氛围、提升员工绿色创造力来提高企业绿色产品开发绩效25。由此可见，红色文化由于蕴含革命精神和爱国精神，能够产生绿色创新意识激励效应，提升管理者的绿色创新意识，进而促进企业绿色创新。另一方面，红色文化能够产生“利他效应”，通过提升管理者的奉献精神，可以促进企业绿色创新。红色文化蕴含的奉献精神有助于引领价值取向，推动企业积极开展绿色创新活动而减少对环境的破坏。杨畅和谢文凤26指出，雷锋与人为善、互相爱护帮助、对他人的强大移情和同情都是红色精神的真实体现。红色文化浓烈的地区，人们的价值取向受到革命先烈的影响，会吸收革命先烈为人民服务的奉献精神11。就绿色创新而言，由于其能够降低环境外部性、实现环境效益，与红色文化蕴含的奉献精神相契合，能够从内外两方面促进企业绿色创新。针对内部作用机制，奉献精神能够通过塑造管理者的观念直接影响企业决策。既有研究表明，红色文化通过其“平等”“奉献”属性，能够促使企业管理者制订利他性决策8。粗放型的发展模式积累了财富，但同时对环境造成了不可逆的破坏，生态环境与人民的生活息息相关，环境破坏导致的健康问题频出，这与红色文化所倡导的为人民服务的奉献精神相悖。深受红色文化影响的企业管理者，奉献精神内化于心，解决困扰社会的环境问题的意愿亦更迫切。同时，为社会服务的奉献精神亦缓解了绿色效益并非企业独享引致的创新意愿不足的问题。从外部作用机制而言，基于合法性理论的分析框架，制度环境（正式制度和非正式制度）要求组织遵从社会规范、价值观和信仰，实现制度和企业行为的耦合27。红色文化能够提升地区公民的奉献精神，“利他”理念深入人心，从而对企业形成外部道德约束。既有研究表明，绿色创新能够作为企业承担社会责任的有效信号，迎合公众的合法性期待28。在地区公众对于奉献精神的标准普遍提高的情形下，企业对于公众合法性期待的回应标准亦会随之提高，进而会形成外部压力倒逼企业绿色创新的道德约束机制。由此可见，红色文化由于蕴含奉献精神，能够形成利他效应，提升管理者的奉献精神，进而促进企业绿色创新。综上所述，红色文化是革命先烈不怕牺牲、艰苦奋斗优良作风的精神图谱，是“革命精神”“爱国精神”和“奉献精神”的映射。红色文化蕴含革命精神和爱国精神，能够激发管理者的绿色创新意识，从内部驱动企业进行绿色创新；红色文化还蕴含奉献精神，能够引领管理者的价值取向，推动企业积极开展绿色创新活动，减少企业对外部环境的破坏。据此，本文提出如下假设。H1红色文化能够促进企业绿色创新。1.3外来文化冲击的调节作用文化冲突理论认为，两种或两种以上文化的接触会产生竞争或对抗的状态，这势必会导致融合，从而削弱任一文化的影响力29。随着社会发展的现代化，人与自然、人与家庭之间的天然联系受到现代社会流动性的稀释30，不同文化之间亦在不断进行交流与渗透，外来文化的冲击会使得既有文化对企业风险承担或企业创新的作用减弱15，29。因此，当红色文化遇到外来文化冲击时，红色文化的影响力会被削弱，这意味着红色文化对企业绿色创新的促进作用亦会被削弱。具体而言，西方个人主义强调效率和利益15，其基于声誉的考虑主张企业通过实施利他性决策获取长期利益，这与红色文化强调的奉献精神相悖。相悖的文化之间的冲突会削弱管理层对红色文化的认同，而当文化认同感下降时，管理者更注重短期利益，更倾向于“偷懒卸责”，可能会对国家的号召熟视无睹，更倾向于采用低成本的末端治理技术而非39研究与发展管理第 36 卷具有公共产品属性的绿色创新产品。因此，外来文化的冲击会使得红色文化产生的利他效应被削弱，也会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。据此，本文提出如下假设。H2外来文化的冲击会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。1.4正式制度环境的调节作用制度既包括正式制度，也包括非正式制度，两者存在互为替代的关系 31。SHAVELL 32 通过法律的执行成本和伦理道德的普及成本证实法律和伦理之间存在替代关系。李俊成等 5 证实儒家文化能够有效弥补正式制度的不足，在正式制度不完善的情形下，儒家文化对企业绿色创新的促进作用更显著。同理，如果正式制度环境存在缺陷，则企业会因无法通过市场直接获得利益而出现绿色创新意愿不足，那么红色文化所产生的绿色创新激励效应和利他效应便可以发挥更大的作用。因此，正式制度环境的完善会使得红色文化发挥号召效应的空间遭到压缩，进而削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。据此，本文提出如下假设。H3正式制度环境的完善会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。2 研究设计 2.1样本选择和数据来源考虑2008年金融危机造成的影响，本文以20092020年中国沪深两市A股上市公司为研究样本，并对初始样本进行如下处理：剔除金融保险类企业样本；剔除被证券交易所作特别处理的企业样本；剔除观测值缺失的样本。经过上述处理，最终获得有效样本23 547个公司年度观测值，共计3 567家上市公司。最后，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。企业绿色创新数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）的绿色专利（GPRD）数据库；表征红色文化的国家级烈士纪念设施数据来源于中国英烈网（http：/ 中国分省份市场化指数报告（2018）33。2.2变量定义及其测量2.2.1企业绿色创新（Gp）已有研究主要采用问卷数据、行业代理变量、绿色创新专利申请量测量企业绿色创新表现。考虑到问卷调查存在信息偏差、行业代理变量在企业之间缺乏可比性34，参照李俊成等5的做法，选择绿色专利申请数量衡量企业绿色创新，将该申请数量加1后取自然对数以消除专利申请数据右偏分布问题。2.2.2红色文化（Red200）参考陈冬华等12的研究，运用距离模型，选取国家级烈士纪念设施地理数据测度红色文化影响的强度。红色文化的具体测度步骤如下：手工整理国务院批准颁布的六批共277个国家级烈士纪念设施的具体名称和地址；利用百度地图搜集每个国家级烈士纪念设施和上市公司的经纬度坐标；计算上市公司到国家级烈士纪念设施的地理距离。参考陈冬华等12、徐细雄和李万利15的研究，采用上市公司注册地200公里（Red200）半径范围内国家级烈士纪念设施的数量衡量红色文化强度。如果该数量越多，则表明该上市公司受到的红色文化影响越强。2.2.3外来文化冲击（Open）参照金智等29的研究，以 2018年中国区域对外开放指数报告 披露的社会对外开放综合指数衡量各地区受到的外来文化冲击。对外开放指数越高，代表该地区受到的外来文化冲击越强。2.2.4正式制度环境（Market）以 中国分省份市场化指数报告（2018）披露的市场化指数衡量各地区的正式制度环境。市场化通过建立完善的法律制度、监管制度和产权制度来保障交易的公平性和完整其中，绿色专利是依据世界知识产权局的绿色专利标准进行划分，对来源于国家知识产权局和Google Patent的专利进行全面梳理和筛选后获得。选取国家级烈士纪念设施代表红色文化，是因为中华人民共和国民政部颁布了 烈士纪念设施保护管理办法，国家级烈士纪念设施的认定存在国家统一标准、具有典型性。作为代表性红色文化“人、事、物、魂”的集中映射及红色文化的重要传播之源，国家级烈士纪念设施的分布差异在一定程度上可代表红色文化影响力的强弱。40第 2 期严若森等：红色文化与企业绿色创新性，因此，市场化指数越高，代表该地区的正式制度环境越完善。2.2.5控制变量参考严若森和周燃30的研究，控制以下因素的影响：企业规模（Asset）、企业年龄（Corage）、产权性质（SOE）、资产负债比（Lev）、资产收益率（ROA）、是否两职合一（Isdual）、独立董事占比（Indb）、企业价值（Tobinq）、营业收入增长率（Growth）、资本密集度（Capinten）、研发支出比例（Rd）及股权集中度（Holding）。此外，由于不同年份、行业、地区的企业绿色创新之间可能存在差异，对年份、行业、地区均予以控制，具体而言，本文根据样本选取期间设置年份哑变量；根据中国证监会2012发布的行业分类标准设置行业哑变量，对制造业细分至二级代码；设置东中西部3个地区哑变量。本文主要变量的测量说明如表1所示。2.3模型设定为验证红色文化对企业绿色创新的影响，构建模型（1），同时控制年份（Year）、行业（Ind）、地区（Area）的固定效应。若模型（1）中1显著大于0，则说明红色文化能够促进企业绿色创新。Gpit=0+1Redit+2Controlit+it（1）为验证外来文化冲击的调节效应，构建模型（2），同时控制年份（Year）、行业（Ind）、地区（Area）的固定效应。若模型（2）中1显著小于0，则说明外来文化的冲击会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。Gpit=0+1Openit Redit+2Redit+3Openit+4Controlit+it（2）为验证正式制度环境的调节效应，构建模型（3），同时控制年份（Year）、行业（Ind）、地区（Area）的固定效应。如果模型（3）中的系数1显著小于0，则说明正式制度环境的完善会削弱红色文化对企业绿色创新的促进作用。Gpit=0+1Marketit Redit+2Redit+3Openit+4Controlit+it（3）3 实证结果与分析 3.1描述性统计及相关性分析表2中的描述性统计结果显示：企业绿色创新（Gp）的均值为0.926，说明目前中国企业的绿色创新水平整体偏低；红色文化（Red200）经标准化处理后的均值为0.095，最大值为0.240，最小值为0，说明红色文化影响的程度存在较大差异；外来文化冲击（Open）的均值为30.110，最大值为51.620，最小值仅为4.270，说明外来文化冲击的程度存在较大差异；正式制度环境（Market）的均值为8.300，最大值为10，最小值为2.330，说明不同企业所处的正式制度环境存在较大差异。东部地区包括北京、天津、上海、海南、福建、广东、浙江、江苏、山东、辽宁、河北，中部地区包括湖南、湖北、山西、安徽、吉林、黑龙江、江西、河南，其他省份为西部地区。表1变量描述Tab.1Description of variables变量名称（符号）企业绿色创新（Gp）红色文化（Red200）外来文化冲击（Open）正式制度环境（Market）企业规模（Asset）企业年龄（Corage）产权性质（SOE）资产负债比（Lev）资产收益率（ROA）变量定义及测量企业绿色专利申请数量加1后取自然对数企业注册地200公里半径内国家级烈士纪念设施的数量各地区社会对外开放综合指数各地区市场化指数期末总资产取自然对数本期年份减去公司上市年份加1后取自然对数最终控制人为国有性质时取1，否则取0期末总负债/期末总资产净利润/期末总资产变量名称（符号）是否两职合一（Isdual）独立董事占比（Indb）企业价值（Tobinq）营业收入增长率（Growth）资本密集度（Capinten）研发支出比例（Rd）股权集中度（Holding）年份（Year）行业（Ind）地区（Area）变量定义及测量当CEO兼任董事长时取1，否则取0独立董事人数/董事会总人数市值/期末总资产本年营业收入增长额/上年营业收入固定资产净额/期末总资产研发总投入/期末总资产第一大股东持股比例年份虚拟变量行业虚拟变量地区虚拟变量41研究与发展管理第 36 卷表2中的相关性检验结果显示：红色文化（Red200）与企业绿色创新（Gp）的Pearson相关系数为0.057，且在1%的显著性水平上显著为正，H1得到初步验证，但还需要后续回归分析进一步验证；所有控制变量的相关系数均在合理范围之内。进一步，方差膨胀因子（VIF值）检验结果显示，各变量的VIF值均小于3，平均VIF值为3.08，远低于经典门限值10，说明本文构建的模型不存在严重的多重共线性问题。3.2主效应回归结果与分析模型（1）的多元回归结果如表3所示。列（1）为只包括控制变量的零模型回归结果，列（2）是仅控制了年份、行业、地区固定效应后的回归结果，结果显示，红色文化（Red200）与企业绿色创新（Gp）的回归系数为1.470，t值为8.911，在1%的显著性水平上显著。列（3）则显示加入所有控制变量后红色文化对企业绿色创新的影响，红色文化（Red200）的回归系数为1.058，t值为7.384，仍在1%的显著性水平上显著。上述结果表明，红色文化与企业绿色创新正相关，说明红色文化能够促进企业绿色创新，H1得到验证。这意味着，红色文化作为中华传统文化的重要组成部分，能够促进企业绿色创新。绿色发明专利在研发上更具有难度，亦更具有效果，故参考王馨和王营3的研究，将企业绿色发明专利申请数量加1后取自然对数来衡量企业绿色创新质量（GpInva），同时将企业绿色实用新型专利申请数量加1后取自然对数作为对比性指标衡量企业绿色创新数量（GpUma），重新进行回归。表3列（4）和列（5）展示了区分企业绿色专利性质后的回归结果，可以看出，红色文化（Red200）在绿色创新数量和绿色创新质量样本中均显著，说明红色文化不仅能够促进企业绿色创新数量，还能够促进企业绿色创新质量。表2主要变量的描述性统计结果及Pearson相关系数Tab.2Descriptive statistics results and Pearson correlation coefficients of main variables变量GpRed200OpenMarketAssetCorageSOELevROATobinqGrowthCapintenRdIsdualIndbHolding变量SOELevROATobinqGrowthCapintenRdIsdualIndbHolding最大值4.5330.2451.6210263.29610.8730.1957.9572.0890.6492.33310.5710.732SOE10.340*-0.130*-0.105*-0.057*0.194*0.115*-0.313*-0.059*0.206*最小值004.272.3319.94000.047-0.2480.875-0.4750.0040.10900.3330.086Lev1-0.384*-0.240*0.046*0.175*0.202*-0.173*-0.013*0.052*均值0.9260.09530.118.322.051.8840.3130.3970.0422.0490.1530.2070.6210.3040.3750.344ROA10.181*0.227*-0.123*0.112*0.071*-0.010.120*标准差1.1560.04613.611.5951.2530.9450.4640.2020.061.2280.3460.1450.3810.460.0530.145Tobinq10.057*-0.093*-0.028*0.057*0.032*-0.094*Gp10.057*0.090*0.073*0.438*0.169*0.139*0.269*-0.039*-0.146*0.053*-0.054*0.003-0.066*0.024*0.014*Growth1-0.063*0.089*0.020*-0.008-0.008Red20010.058*0.090*0.020*-0.041*0.025*-0.016*0.012*0.0020.006-0.039*0.013*-0.003-0.01-0.002Capinten10.055*-0.109*-0.042*0.092*Open10.793*-0.017*-0.127*-0.164*-0.091*0.031*0.039*0.021*-0.221*-0.016*0.127*0.081*-0.020*Rd1-0.075*-0.033*0.109*Market1-0.047*-0.144*-0.264*-0.113*0.056*0.036*0.007-0.183*-0.0040.147*0.054*-0.036*Isdual10.096*-0.034*Asset10.467*0.383*0.534*-0.052*-0.342*0.052*0.141*0.092*-0.202*0.010.176*Indb10.053*Corage10.455*0.422*-0.247*0.017*0.0040.187*0.108*-0.267*-0.024*0.052*Holding1注：*、*、*分别代表在10%、5%和1%的显著性水平上显著，下表同。42第 2 期严若森等：红色文化与企业绿色创新3.3外来文化冲击的调节效应外来文化冲击对绿色创新具有显著的促进作用，结果如表3列（6）所示，外来文化冲击与红色文化的交互项（Open Red200）与企业绿色创新（Gp）的回归系数为-0.042，t值为-3.979，在1%的显著性水平上显著为负。上述结果表明外来文化的冲击削弱了红色文化对企业绿色创新的促进作用，H2得到验证。这意味着外来文化和红色文化间的冲突与融合会削弱红色文化的既有影响。3.4正式制度环境的调节效应表3列（7）的结果显示，正式制度环境对企业绿色创新具有显著的促进作用，正式制度环境与红色文化的交互项（Market Red200）与企业绿色创新（Gp）的回归系数为-0.366，t值为-3.799，在1%的显著性水平上显著为负。上述结果表明正式制度环境的完善削弱了红色文化对企业绿色创新的促进作用，H3成立。这意味着在正式制度环境尚未完善的时候，红色文化能够作为隐性机制发挥社会治理功能。3.5稳健性检验3.5.1工具变量法考虑可能存在遗漏变量同时影响红色文化和企业绿色创新，由此产生内生性问题，进而影响基准回归结果的稳健性，因此本文选择上市公司注册地到南昌的距离作为红色文化的工具变量。之所以选择南昌，是因为南昌起义是秋收起义精神、苏区精神等的源头35。从南昌起义开始的革命战争，呈现由点及面的“波浪式推进政策”36，因此推测，距离南昌越近，越容易受到红色文化的影响。并且，上市公司到南昌的距离与企业决策没有显著的相关性，满足工具变量外生的条件。回归结果如表4所示，第一阶段回归结果表明，上市公司注册地到南昌的距离（NcDis）的系数为-0.001，t值为-7.57，在1%的显著性水平上显著，说明距离南昌起义发源地越近，红色文化越强，与预期一致；第二阶段回归结果显示，使用工具变量进行估计后，红色文化（Red200）与企业绿色创新（Gp）的回归系数为 14.466，t 值为5.304，在1%的显著性水平上显著为正。同时，弱工具变量检验拒绝了弱工具变量的假设。综上所述，在考虑遗漏变量的内生性问题后，红色文化显著促进企业绿色创新的结论不变，前文结果稳健。3.5.2安慰剂检验前文研究结果可能只是“安慰剂效应”所导致的违背事实关系的伪相关关系。为此，本文利用安慰剂检验，重复1 000次以增强结果的稳健性。首先，将所有观测值中的解释变量进行提取保表3主效应及调节效应检验回归结果Tab.3Regression results of the main hypothesis test and moderating effect test变量Red200OpenMarketOpen Red200Market Red200Controls常数项YearIndArea观测值Adj.RF值（1）GPYes-9.448*（-45.367）YesYesYes23 5470.355165.486（2）GP1.470*（8.911）-0.787*（-6.802）YesYesYes23 5470.16894.972（3）GP1.058*（7.384）Yes-9.504*（-45.966）YesYesYes23 5470.356164.969（4）GpInva1.203*（9.822）Yes-8.131*（-47.620）YesYesYes23 5470.317112.984（5）GpUma0.511*（4.413）Yes-6.572*（-33.949）YesYesYes23 5470.331123.581（6）GP2.288*（6.858）0.006*（5.628）-0.042*（-3.979）Yes-9.572*（-45.817）YesYesYes23 5470.357160.735（7）GP3.995*（5.096）0.060*（6.384）-0.366*（-3.799）Yes-9.827*（-45.911）YesYesYes23 5470.357161.106注：括号内为t值，下表同。43研究与发展管理第 36 卷存；其次，按照随机数值重新分配至每一个观测值；最后，重新进行回归。使用这种随机分配解释变量的方法进行回归，若结果显著，则说明安慰剂效应存在，反之则说明安慰剂效应不存在。回归结果如表4列（3）所示，随机分配的红色文化（Random_Red）对企业绿色创新并不具有显著的促进作用，说明红色文化与企业绿色创新之间的因果关系成立。3.5.3其他稳健性检验本文还进行了如下4种稳健性检验。更换模型：企业绿色创新专利申请数据为左侧受限数据，故采用Tobit模型进行回归。构建子样本：考虑少数民族独特的民族文化的影响，剔除上市公司注册地位于民族自治地区的样本；为了避免地理集聚对企业绿色创新带来的影响，剔除了上市公司注册地位于“北京、上海、广州、深圳”的样本。更换自变量：前文研究结果可能是由于距离模型的选择存在主观性，故重新以上市公司注册地100公里和300公里半径范围内国家级烈士纪念设施的数量作为红色文化的测度；此外，使用区域模型代替距离模型，参照余威等8的研究，使用革命老区作为红色文化的测度，将抗战时期和土地革命时期的根据地定义为革命老区，若上市公司注册在革命老区，则取值为1。更换因变量：变量测度方法可能带来误差，故参照吴建祖和华欣意34的研究，采用绿色专利申请数量占专利总申请数量的比值衡量企业绿色创新。以上4种稳健性检验的结果均与前文研究结论基本一致，说明前文结论稳健。4 进一步研究 4.1管理者的绿色创新意识机制检验根据前文的理论分析，红色文化蕴含的革命精神和爱国精神具有绿色创新意识激励效应，能激发管理者的绿色创新意识，从内部驱动企业进行绿色创新。为了验证上述机制，构建模型（4）和模型（5）。GpIdeait=0+1Redit+2Controlit+it.（4）Gpit=0+1Redit+2GpIdeait+3Controlit+it（5）其中，GpIdea为管理者的绿色创新意识。本文在检验中介机制时，主要关注在模型（1）中系数1显著的基础上模型（4）中系数1和模型（5）中系数1、2的显著性。个体的注意力会通过经常使用的词汇信息进行表达，且这种表达还会随着认知和关注持续变化37。“管理层讨论与分析”更是管理者对经营业绩、发展战略、经营方针的规划，以及对行业局势的分析和判断30，管理者对于这部分信息的披露享有很高的自由裁量权38。因此，“管理层讨论与分析”部分的信息能够较好地反映管理者的意志。本文通过文构（Wingo）财经文本数据平台对“管理层讨论与分析”部分限于篇幅，其他稳健性检验的回归结果未予列示，留存备索。表4两阶段工具变量和安慰剂检验回归结果Tab.4Regression results of two-stage instrumental variable test and placebo test变量NcDisRed200Random_RedControls常数项YearIndArea观测值Adj.RF值/Chi2值（1）第一阶段：Red200-0.001*（-7.57）Yes0.001（0.180）YesYesYes23 5470.162109.720（2）第二阶段：Gp14.466*（5.304）Yes-8.811*（-37.556）YesYesYes23 5470.1179 314.360（3）安慰剂检验：Gp0.044（0.335）Yes-9.452*（-45.340）YesYesYes23 5470.355163.160注：列（2）括号内为Z值。44第 2 期严若森等：红色文化与企业绿色创新进行文本分析，参照吴建祖和华欣意34的做法，选择“环保”“资源”“污染”“绿色”“低碳”“回收”“新能源”“循环”“可持续”“节能减排”10个与绿色创新相关的词语构建关键词词表，进而统计这些关键词占总词频的比值，用以衡量管理者的绿色创新意识（GpIdea）。表5列（1）为红色文化与管理者的绿色创新意识的回归结果，红色文化（Red200）的回归系数在1%的显著性水平上显著为正，说明红色文化所蕴含的革命精神激发了绿色创新意识；进一步，列（3）列示了红色文化、管理者的绿色创新意识和企业绿色创新之间的回归结果，红色文化（Red200）与管理者的绿色创新意识（GpIdea）的回归系数均在1%的显著性水平上显著为正。进一步进行Sobel检验，Z值为2.590，表明中介效应成立。以上结果表明，管理者的绿色创新意识在红色文化与企业绿色创新的关系中起到部分中介作用，红色文化的绿色创新意识激励作用成立。4.2管理者的奉献精神机制检验根据前文的理论分析，红色文化蕴含的奉献精神具有价值引领功能，能够引导管理者的价值取向，促进管理者积极开展企业绿色创新活动，进而减少企业对外部环境的破坏。为了验证上述机制，本文构建模型（6）和模型（7）。Sacrificeit=0+1Redit+2Controlit+it（6）Gpit=0+1Redit+2Sacrificeit+3Controlit+it（7）其中，Sacrifice为管理者的奉献精神。本文在检验中介机制时，主要关注在模型（1）的系数1显著的基础上模型（6）中系数1和模型（7）中系数1、2的显著性。参照潘越等39的做法，选择2015年中国社会综合调查（CGSS）中有关居民价值观的信息，用以衡量管理者奉献精神（Sacrifice）。具体而言，选用该调查问卷中“人们希望从工作中得到一些好处或回报。在下列这些工作回报中，您最希望获得的是哪一个？”并对该题的回答进行赋值，若首选“能为大众和社会服务”则取值为3，次选为2，末选为1，不选为0，计算个人得分后，再根据省份求平均值，分值越高，则代表管理者越具有奉献精神。表5列（2）为红色文化与管理者奉献精神的回归结果，红色文化（Red200）的回归系数在1%的显著性水平上显著为正，说明红色文化所蕴含的奉献精神对管理者能够起到价值引领的功能；进一步地，列（4）列示了红色文化、管理者奉献精神和企业绿色创新之间的回归结果，红色文化（Red200）与管理者奉献精神（Sacrifice）的回归系数均在1%的显著性水平上显著为正。进一步进行Sobel检验，Z值为2.923，表明中介效应成立。以上结果说明，管理者的奉献精神在红色文化与企业绿色创新的关系中起到部分中介作用，红色文化的价值引领作用成立。4.3企业产权性质的