企業漂綠會影響勞動收入份額嗎

【摘要】在推進環境保護與共同富裕雙贏的過程中， 需要重視企業普遍漂綠的現象， 但該現象是否會對企業勞動收入份額產生影響尚未明確。本文基于2010 ～ 2022年A股上市公司的數據樣本， 考察企業漂綠對企業勞動收入份額的影響及其作用機制。研究發現， 企業漂綠顯著降低了企業勞動收入份額， 并且經過一系列內生性和穩健性檢驗后結論依然成立。機制檢驗發現， 企業漂綠會通過加劇融資約束和縮減雇傭規模來降低企業勞動收入份額。異質性分析發現， 媒體監督和管理層薪酬激勵能抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面效應， 并且企業漂綠主要降低了普通員工的勞動收入份額， 對高管的影響并不顯著， 由此拉大了收入分配差距。研究結果表明， 企業漂綠阻礙了共同富裕的實現， 相關部門應注意該現象， 完善相關環境政策。

【關鍵詞】企業漂綠；企業勞動收入份額；融資約束；雇傭規模

【中圖分類號】F275" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）16-0029-7

一、 引言

隨著我國經濟進入發展新階段， 實現共同富裕成為全民關注熱點。黨的二十大報告提出， 共同富裕是中國特色社會主義的本質要求， 要著力促進全體人民共同富裕， 堅決防止兩極分化。實現共同富裕不僅意味著經濟總量的增加， 更強調全體人民共享成果， 實現全體人民共同進步。實現共同富裕需要重視勞動報酬在初次分配中的比重， 勞動收入是普通家庭的主要收入來源， 勞動收入份額下降會拉大資本所有者與勞動者之間的收入差距， 被認為是造成收入分配情況惡化的關鍵因素（詹新宇等，2023）。而企業內部初次分配是協調勞資關系、 縮小收入差距， 進而實現共同富裕的經濟基礎（宮汝凱，2023）。提升勞動收入份額是我國經濟體系未來調控的重要目標（肖土盛等，2022）， 黨的十八大、 十九大和二十大報告始終強調提高勞動報酬在初次分配中比重的重要性。因此， 不少學者從宏觀層面和微觀層面探索了勞動收入份額的影響因素。

中國特色社會主義進入新時代， 我國主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。良好的生態環境能夠為企業提供更穩定的經營環境， 經濟發展在考慮共同富裕目標的同時也需要關注可持續發展， 因此實現環境保護和共同富裕的共贏是至關重要的命題。已有研究表明， 環境規制與勞動收入份額提升的雙贏是可實現的（胡斌紅和楊俊青，2020）。然而， 漂綠行為的出現為這一雙贏局面的實現帶來了不確定性。

“漂綠”一詞最早在1986年被美國環保人士Jay Westerveld提出， 在劍橋字典中， 漂綠的釋義是“企業夸大自身環保行為， 并誤導消費者信以為真”。企業漂綠會引發一系列后果， 現有研究從聲譽、 利益相關者、 企業績效等多個角度探索了企業漂綠產生的負面影響（Ferrón-Vílchez等，2021；Chen和Chang，2013；Leonidou和Skarmeas，2017；李大元等，2015）。目前， 相關部門已經意識到企業漂綠行為的危害性并有意識地約束該行為， 比如在《上海證券交易所“十四五”期間碳達峰碳中和行動方案》中就提到“完善規則體系……防止‘漂綠’行為”。

然而， 企業漂綠行為對企業勞動收入份額的具體影響尚不明確。探究企業漂綠對企業勞動收入份額的作用， 有助于制定者完善環境相關制度和政策， 實現環境保護與企業勞動收入份額提升的雙贏局面。因此， 本文的研究重點在于明確企業漂綠對企業勞動收入份額的影響及其作用機制， 外部監督和內部激勵機制能否抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面影響， 以及企業漂綠對不同勞動力收入份額的影響。基于此， 本文以2010 ～ 2022年滬深A股上市企業為研究對象， 深入探討企業漂綠對企業勞動收入份額的影響。

本文可能的邊際貢獻在于： 第一， 系統探討了企業漂綠行為與企業勞動收入份額之間的關系， 并發現企業漂綠對普通員工勞動收入份額的影響更大， 豐富了企業勞動收入份額影響因素和企業漂綠行為后果的研究， 為實現企業可持續發展和相關部門制定治理政策提供了理論支撐和經驗證據。第二， 從融資約束和雇傭規模兩個維度出發， 探討并檢驗了企業漂綠影響勞動收入份額的主要路徑， 豐富了機制研究。第三， 提出外部監督和內部激勵能夠抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面影響， 并驗證了媒體監督和管理層薪酬激勵抑制企業漂綠負面效應的作用， 為治理部門提供了參考， 提高了治理政策的有效性。

二、 文獻回顧與研究假設

（一） 文獻回顧

1. 企業漂綠相關文獻回顧。“漂綠”一詞被廣泛傳播， 但是其定義尚未形成統一共識。Laufer（2003）提出了漂綠的三個要素——混淆、 掩飾、 故作姿態， 但未給出準確定義。此后， 學者提供了更為精確的描述， 即“選擇性地披露有關公司環境或社會績效的積極信息， 而不全面披露這些方面的負面信息， 以塑造過于積極的企業形象”（Lyon和Montgomery，2015）。Delmas和Burbano（2011）將“漂綠”定義為積極的綠色溝通與糟糕的環境績效的交叉部分。后續研究進一步總結了漂綠的概念， 即企業過度宣傳其環境成就， 而缺乏相應的綠色實際行動， 從而夸大了企業的環境貢獻（Kim和Lyon，2015）。這表明， 企業漂綠并非提升企業價值的“利器”， 而更像是管理者用以謀取私利的工具（Ferrón-Vílchez等，2021；權小鋒等，2015）。現有的漂綠研究主要聚焦于企業自身價值（Walker和Wan，2012；Du，2015）和利益相關者（Kahraman和Kazanco?lu，2019；Gatti等，2021）兩個方面。

2. 企業勞動收入份額相關文獻回顧。勞動收入份額發生變化的原因一直廣受學者們關注， 現有研究主要從宏觀和微觀兩個層面進行分析。宏觀研究顯示， 經濟壓力增長（詹新宇等，2023）、 資本市場開放（江紅莉等，2022）、 市場分割（王宋濤等，2017）、 制度改革（林令濤等，2019）等因素會導致企業勞動收入份額下降， 而競爭政策（肖土盛等，2023）、 對外貿易（王雄元和黃玉菁，2017） 等因素則會提高企業勞動收入份額。在微觀層面， 學者們發現融資約束（羅長遠和陳琳，2012）會降低企業勞動收入份額， 而企業數字化轉型（方明月等，2022）會提高企業勞動收入份額。此外， 有研究表明環境保護與企業勞動收入份額提升可以實現雙贏， 如環境規制與勞動收入份額存在U型關系， 碳排放交易權（胡斌紅和楊俊青，2020；李穎和胡榕，2023）和企業綠色化轉型（吳金柯等，2023）均能提高企業勞動收入份額。因此， 環境保護與共同富裕的共贏是可實現的。

綜合現有文獻， 企業漂綠的后果和企業勞動收入份額的影響因素受到較多關注。在勞動收入份額的計量上， 學者們傾向于使用微觀數據， 因其能更為精確地控制其他影響因素， 因此大量研究從企業層面出發探討勞動收入份額提升的影響因素。過往多個研究結論表明， 環境保護與勞動收入份額提升可以實現共贏。然而， 隨著企業漂綠現象的日益普遍， 尚未有研究探討這一現象對企業勞動收入份額的可能影響。因此， 明確企業漂綠是否會對企業勞動收入份額產生負面影響， 以及如何減弱這種影響， 對于提高勞動者的積極性和實現共同富裕具有重大意義。

（二） 研究假設

企業漂綠的原因眾多： 一是企業出于機會主義動機， 希望以更低的成本獲取更高的利潤， 從而選擇漂綠策略（肖紅軍等，2013）； 二是企業為滿足環境表現方面的隱性社會契約要求， 并保證經營合法性免受質疑（Delmas和Burbano，2011）， 最終選擇漂綠； 三是企業為獲得利益相關者支持或贏得聲譽而選擇漂綠（黃溶冰和趙謙，2018）。總之， 企業出于各種原因選擇漂綠策略， 然而這種選擇可能會對企業勞動收入份額產生負面影響。

一方面， 企業漂綠會導致融資約束加劇， 進而降低企業勞動收入份額。首先， 企業漂綠會對經營產生不利影響， 使得外部融資變得更加困難。企業漂綠發出的負面信號可能會降低企業盈利能力（Walker和Wan，2012）， 且一旦漂綠行為被曝光， 企業在資本市場中的估值會降低（Du，2015）。盡管在信息不對稱較為嚴重的新興經濟體中， 漂綠行為可能不易被察覺， 甚至可能暫時提升財務表現， 但是隨著環境監管的加強和媒體支持度的降低， 這種狀況會發生逆轉（Li等，2023）。其次， 企業漂綠會向利益相關者發出負面信號（Walker和Wan，2012）， 這會直接影響到外部融資決策， 導致企業融資約束加劇。企業漂綠會損壞企業聲譽， 降低消費者對企業的信任（Chen和Chang，2013）， 同時給投資者留下不良的印象（Leonidou和Skarmeas，2017）， 甚至直接影響供應商、 客戶或投資者等利益相關方的管理決策（Ferrón-Vílchez等，2021）， 從而加劇企業融資約束。當企業面臨外部融資不足， 無法獲得必要的流動資金時， 通常會采取一系列措施來緩解資金短缺問題。例如， 企業會通過減少利潤分配、 壓縮工資的方式進行內源融資（汪偉等，2013）。此外， 由于固定資產的抵押價值具有較高的融資收益， 企業在融資受限時會傾向于資本要素投入， 從而引發資本要素對勞動要素的替代， 降低企業勞動收入份額（江軒宇和朱冰，2022；羅長遠和陳琳，2012）。因此， 企業漂綠會導致融資約束加劇， 從而降低企業勞動收入份額。

另一方面， 企業漂綠會導致雇傭規模縮減， 進而降低企業勞動收入份額。有研究指出， 企業的綠色表現與雇傭規模之間存在關聯（毛其淋和王玥清，2023）。首先， 面對壓力的企業傾向于縮減雇傭規模來降低成本（Ruscher和Wolff，2013）， 而這一舉措會導致企業勞動力收入份額下降（羅長遠和陳琳，2012）。其次， 根據社會認同理論， 企業漂綠會導致員工對企業的誠信產生懷疑， 從而降低對企業的認同感（Robertson等，2023；Scheidler等，2019）。漂綠行為會導致員工績效下降（Li等，2022）和離職意愿增強（Robertson等，2023）， 特別是高學歷員工對此更為敏感。而員工績效的降低會減少企業收入， 進而影響企業勞動收入份額。此外， 企業漂綠也會惡化企業人力資本結構（肖土盛等，2022）。由于企業勞動收入份額主要受勞動要素投入和資本要素投入的影響（詹新宇等，2023） ， 減少勞動力雇傭會降低勞動力收入份額（羅長遠和陳琳，2012。綜上所述， 企業漂綠通過影響雇傭規模， 從而降低企業勞動收入份額。

基于上述分析， 本文提出以下假設：

假設1： 企業漂綠行為顯著降低企業勞動收入份額。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

2010年《上市公司環境信息披露指南（征求意見稿）》明確了對重污染行業企業的環境信息定期披露要求， 企業對環境信息的披露開始給予重視。鑒于此， 本文選取2010 ～ 2022年滬深A股上市公司作為研究樣本。企業漂綠變量數據來源于巨潮資訊網的ESG報告， 其他財務數據來自CSMAR數據庫。本文對數據進行如下篩選： 剔除當年ST類公司樣本； 剔除金融類公司樣本； 通過查找年報補齊缺失值， 對于未能查找到缺失值的公司， 剔除該公司樣本。最終獲得7855個公司—年度觀測值。為緩解極端值的影響， 對所有連續變量進行1%和99%分位數的縮尾處理（Winsorize）。數據處理軟件采用Jupter Notebook和Stata。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量。本文參考肖土盛等（2023）的做法， 使用要素成本增加值的概念估算企業勞動收入份額， 即企業勞動收入份額（LS）為“支付給職工以及為職工支付的現金/（營業收入-營業成本+支付給職工以及為職工支付的現金+固定資產折舊）”。后文為檢驗結果穩健性， 采用了另外三種不同的計量方式。

2. 解釋變量。本文參考Li等（2023）、 Testa等（2018）的做法， 將企業漂綠定義為企業綠色宣傳與綠色實踐之間的差異。企業漂綠變量（GWI）的測量采用Li等（2023）開發的量表， 通過對收集到的ESG報告進行內容分析來確定評分。在此量表中： 綠色實踐涵蓋環境績效、 環境投資與支出、 供應鏈管理、 綠色生產四個方面， 共包含17個子項； 綠色宣傳包括綠色愿景與戰略、 環境概況、 環境倡議、 利益相關者參與四個方面， 共包含18個子項。企業漂綠（GWI）的計算公式如下：

其中， GCI表示企業綠色宣傳得分， GPI表示企業綠色實踐得分， GCI和GPI均做了標準化處理。

3. 控制變量。參考已有文獻的做法（Li等，2023；毛其淋和王玥清，2023）， 本文選取企業成長能力（TobinQ）、 企業年齡（FirmAge）、 股權集中度（Top10）、 兩權分離度（Separate）、 總資產凈利率（ROA）、 董事會規模（BDS）、 公司規模（Size）、 資本產出比（KY）、 現金流量（Cflow）、 賬面市值比（BM）為控制變量。具體變量定義見表1。

（三） 模型設定

為檢驗企業漂綠對企業勞動收入份額的影響， 建立如下基準回歸模型：

LSit=α0+α1GWIit-1+∑Controlsit+∑Ind+∑Year+εit

（1）

模型（1）中： LSit為企業i在t年的勞動收入份額； GWIit-1是企業i在t-1年的漂綠指數， 考慮到自變量與因變量之間可能存在延遲效應， 將自變量滯后一期； Controlsit表示一系列控制變量。為提高回歸結果的可靠性， 本文進一步控制了時間（Year）和行業（Ind）固定效應。本文主要關注模型（1）中GWIit-1的系數α1， 若α1為負且顯著， 則意味著企業漂綠會對企業勞動收入份額產生負面影響。

四、 實證結果分析

（一） 描述性統計

表2是主要變量的描述性統計。LS的平均數與中位數分別為0.28與0.27， GWI的平均數與中位數分別為0.01和0.04， 企業漂綠變量的數據分布與企業勞動收入份額變量的數據分布與參考文獻近似。其他控制變量的描述性統計結果與已有研究結果不存在顯著差異。

本文另對主要變量進行了Pearson相關性檢驗， 檢驗結果表明， GWI與LS的相關系數顯著為負， 初步支持假設1。方差膨脹因子（VIF）的均值為1.71， 且均小于5， 說明變量間不存在多重共線性問題。

（二） 基準回歸結果

企業漂綠與企業勞動收入份額之間關系的檢驗結果詳見表3， 回歸樣本數量為6106， 是GWI滯后一期的回歸樣本量。其中， 第（1）列為不添加控制變量、 不控制年份和行業的回歸結果， GWIt-1的系數為-0.0029， 在10%的水平上顯著， 表明企業漂綠會顯著降低企業勞動收入份額。第（2）列添加了一系列控制變量， GWIt-1的系數為

-0.0051且在1%的水平上顯著。第（3）列進一步控制了年份和行業固定效應， GWIt-1的系數為-0.0044且在1%的水平上顯著， 系數大小與前兩列無明顯差距。上述結果表明， 企業漂綠對企業勞動收入份額產生了負向影響， 支持前文假設1。

（三） 內生性和穩健性檢驗

為了驗證前文結論的穩健性， 并解決模型中可能存在的內生性問題， 本文采用如下方法進行內生性和穩健性檢驗：

1. 工具變量法。考慮到企業漂綠與企業勞動收入份額可能存在反向因果關系， 參考Li等（2023）的做法， 將GWI滯后三期值（GWIt-3）作為工具變量， 以克服缺乏適當外部工具變量的問題， 采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸， 回歸結果見表4第（1）列和第（2）列。其中， 第（2）列第二階段回歸中GWIt-1的系數在1%的水平上顯著為負， 表明本文假設1依舊成立。此外， 本文做了有限信息極大似然估計（LIML）檢驗， 若LIML檢驗與2SLS檢驗的結果相近， 則說明工具變量不是弱工具變量， 回歸結果見表4第（3）列。LIML檢驗與2SLS檢驗的回歸結果基本相同， GWIt-1的系數都顯著為負， 且系數值相同， 說明不存在弱工具變量問題。

2. 傾向得分匹配（PSM）。本文樣本選自A股上市公司全樣本， 但是由于企業漂綠變量依賴于公司披露的ESG報告， 本文結論可能會受到樣本選擇偏誤的影響， 因此使用傾向得分匹配方法進行穩健性測試。參考沈弋等（2023）的做法， 按照企業漂綠（GWI）的中位數劃分處理組和對照組， 并以TobinQ、 Size、 FirmAge、 Separate、 Cflow、 KY、 Top10作為匹配標準， 采用傾向得分匹配模型1∶1、 1∶3和半徑匹配方法構建實驗組和控制組樣本， 回歸結果見表4第（4） ～ （6）列。GWIt-1的系數均為負且在1%的水平上顯著， 與主回歸結果具有一致性。

3. 更換企業勞動收入份額的計量方式。為進一步驗證結論的穩健性， 本文用另外三種不同的LS計量方式進行回歸。參考施新政等（2019）的做法， 將企業勞動收入份額（LS1）定義為“支付給職工以及為職工支付的現金/總營業收入”； 參考胡奕明和買買提依明·祖農（2013）的做法， 將企業勞動收入份額（LS2）定義為“（企業當期為職工支付的現金+企業期末應付職工薪酬-企業期初應付職工薪酬）/總營業收入”； 參考王雄元和黃玉菁（2017）的計量方式， 將企業勞動收入份額（LS3）定義為“應付職工薪酬貸方發生額/總營業收入”。以上檢驗結果見表5第（1） ～ （3）列， 結果顯示， GWIt-1的系數在-0.003左右， 并且都在1%的水平上顯著， 與前文結果一致， 進一步驗證了本文結論的穩健性。

4. 剔除疫情影響。為排除疫情對企業勞動收入份額的干擾， 本文使用2010 ～ 2019年的數據重新進行回歸， 結果見表5第（4）列。GWIt-1的系數依舊顯著為負， 說明排除疫情影響后本文結論依舊成立。

5. 增加省級控制變量。各地區經濟發展水平存在差異， 為進一步驗證本文結論的穩健性， 參考何小鋼等（2023）的做法， 選取地區經濟發展水平（lnpergdp）和對外開放程度（Open）作為省級層面控制變量， 數據來自《中國統計年鑒》， 回歸結果見表5第（5）列。結果顯示， GWIt-1的系數依舊顯著為負， 進一步驗證了本文結論的穩健性。

五、 進一步分析

（一） 機制檢驗

1. 加劇融資約束。由前文分析可知， 企業漂綠會導致企業估值下降、 盈利能力減弱， 并向利益相關者傳遞負面信息， 進而增加了融資難度。融資約束的加劇會引發資本要素對勞動要素的替代， 從而導致企業勞動收入份額降低。為驗證該機制， 本文構建了模型（2）和模型（3）。

KZit=α0+α1GWIit-1+∑Controlsit+∑Ind+∑Year+εit

（2）

LSit=α0+α1GWIit-1+α2KZit+∑Controlsit+∑Ind+

∑Year+εit （3）

其中， KZ為融資約束代理變量， KZ指數值越大， 表明企業融資約束水平越高。考慮到企業漂綠對融資約束的影響存在時滯性， 將GWI做滯后一期處理。若模型（2）中的α1大于零且顯著， 則說明企業漂綠會加劇企業融資約束。若模型（3）中的α1與α2都顯著且都小于零， 則說明該機制成立。

回歸結果見表6第（1）列和第（2）列。第（1）列中GWIt-1的系數顯著為正， 說明企業漂綠會顯著加劇企業融資約束； 第（2）列的結果顯示， GWIt-1和KZ的系數均為負且顯著， 說明企業融資約束的加劇會顯著降低企業勞動收入份額。由此， 驗證了“企業漂綠→（正向）融資約束→（負向）企業勞動收入份額”的傳導路徑。

2. 縮減雇傭規模。前文的分析指出， 企業為了減輕漂綠行為帶來的負面效應， 會采取縮減雇傭規模的策略。同時， 員工對企業漂綠的反應也可能直接造成雇傭規模的減少。由于勞動收入份額主要受企業勞動要素投入和資本要素投入的影響（詹新宇等，2023）， 減少勞動力雇傭會導致企業勞動收入份額下降（羅長遠和陳琳，2012）。因此， 企業漂綠會導致雇傭規模縮減， 進而降低企業勞動收入份額。為了驗證這一機制， 本文構建了模型（4）和模型（5）。

Employeeit=α0+α1GWIit-1+∑Controlsit+∑Ind+

∑Year+εit （4）

LSit=α0+α1GWIit-1+α2Employeeit+∑Controlsit+

∑Ind+∑Year+εit （5）

其中， 雇傭規模（Employee）參考毛其淋和王玥清（2023）的做法， 使用企業就業人數的自然對數進行衡量。考慮到融資約束的加劇也會減少雇傭規模， 為排除這一影響， 在模型（4）和模型（5）添加了融資約束控制變量。模型（4）可以檢驗企業漂綠是否會降低企業雇傭規模， 模型（5）可以檢驗雇傭規模的減少是否會降低企業勞動收入份額。

回歸結果見表6第（3）列和第（4）列。第（3）列中GWIt-1的系數顯著為負， 說明企業漂綠的確會導致雇傭規模減小； 第（4）列中Employee的系數顯著為正， GWIt-1的系數顯著為負， 說明雇傭規模的減少會導致企業勞動收入份額下降。由此， 驗證了“企業漂綠→（負向）雇傭規模→（正向）企業勞動收入份額”的傳導路徑。

（二） 異質性分析

1. 媒體監督的影響。媒體監督會引發公眾和政府等治理主體的關注， 進而對漂綠企業施加壓力， 迫使它們調整策略， 以降低消費者、 投資者等利益相關方對企業負面信息的關注度（潘愛玲等，2019）。有研究表明， 媒體壓力會使得企業更改漂綠策略， 減少漂綠行為或者增加實質性綠色投入（孫自愿等，2023）。因此， 媒體監督能夠在一定程度上遏制企業漂綠對企業勞動收入份額的不利影響。為了檢驗媒體監督在這一關系中的調節作用， 本文建立模型（6）。

LSit=α0+α1GWIit-1+α2MSit+α3（GWIit-1×MSit）+

∑Controlsit+∑Ind+∑Year+εit （6）

本文使用中國研究數據服務平臺（CNRDS）數據庫的網絡財經新聞數作為媒體監督（MS）的代理變量， 通過在模型（1）中引入企業漂綠與媒體監督的交互項來驗證媒體監督對該路徑的影響。若交乘項的系數α3顯著為正， 與GWIt-1的系數符號相反， 則說明媒體監督可以抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面影響。

回歸結果見表7第（1）列， 交互項的系數顯著為正， 與企業漂綠的回歸系數相反， 說明媒體監督可以抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面影響。從回歸系數上可以觀察到媒體監督的影響較小， 原因可能是媒體監督是外部力量， 且是非強制性監督， 對企業行為規范的約束力較小。

2. 管理層薪酬激勵的影響。履行企業社會責任（CSR）有時被視作管理者實現“自利”的手段（權小鋒等，2015）。作為企業決策的核心主體， 管理層的行為往往體現了其機會主義傾向， 而企業漂綠行為正是這種動機的體現。有學者發現， 管理層薪酬激勵程度越大， 企業在環保投資上的提升越顯著。因此， 當管理層薪酬激勵程度增加時， 管理者可能會減少機會主義行為， 進而遏制企業漂綠對企業勞動收入份額的負面影響。為了探究管理層薪酬激勵是否能夠抑制這一關系， 本文建立模型（7）。

LSit=α0+α1GWIit-1+α2Salaryit+α3（GWIit-1×Salaryit）+∑Controlsit+∑Ind+∑Year+εit （7）

本文參考陳德球和張雯宇（2023）的做法， 使用管理層薪酬總額加一后取自然對數來衡量管理層薪酬激勵（Salary）。在模型（1）中引入企業漂綠與管理層薪酬激勵的交互項。

回歸結果見表7第（2）列， 企業漂綠與管理層薪酬激勵交互項的系數與企業漂綠的系數符號相反且顯著， 說明管理層薪酬激勵會抑制企業漂綠對企業勞動收入份額的影響。

（三） 區分企業漂綠對普通員工和高管勞動收入份額的影響

在討論股權分置改革（施新政等，2019）、 會計信息可比性（江軒宇和林莉，2022）等對企業勞動收入份額的影響時， 學者們對勞動收入份額的影響因素進行了深入分析， 并區分了這些因素對普通員工和高管勞動收入份額的不同作用。辛大楞和鄧祥瑩（2022）指出， 當普通員工與高管勞動收入份額差距變小時， 意味著收入分配差距縮小， 離實現共同富裕的目標更近一步。因此， 探討企業漂綠對不同勞動者群體收入的影響具有重要意義。本文參考施新政等（2019）的做法， 計算了普通員工勞動收入份額［LLS=（支付給職工以及為職工支付的現金-高管薪酬總額）/營業收入］、 高管勞動收入份額（MLS=高管薪酬總額/營業收入）， 回歸結果見表8。結果顯示， 企業漂綠顯著降低了普通員工的勞動收入份額， 而對高管勞動收入份額的影響不顯著， 這表明企業漂綠對普通員工的負面影響更為嚴重， 從而擴大了收入分配差距。

六、 結論與建議

本文選取2010 ～ 2022年間滬深A股上市公司作為研究樣本， 深入探討了企業漂綠對企業勞動收入份額的影響， 并揭示了其傳導機制。研究結果表明， 企業漂綠會降低企業勞動收入份額， 且經過一系列內生性和穩健性檢驗后結論依然成立。進一步分析表明， 企業漂綠對企業勞動收入份額的影響是通過加劇融資約束、 縮減雇傭規模實現的。同時， 本文還證實了媒體監督與管理層薪酬激勵能夠有效抑制企業漂綠對勞動收入份額的負面影響， 并發現企業漂綠行為對普通員工的沖擊更為顯著， 拉大了收入分配差距。

基于上述研究結論， 本文提出如下建議： 第一， 優化企業管理層激勵機制。企業應在管理層的績效考核中納入綠色績效指標， 確保管理層在環保方面有明確的目標和責任； 同時， 提高激勵方案的透明度， 增強員工和投資者對管理層綠色承諾的認知， 建立完善的問責機制， 對未達標或存在漂綠行為的管理層實施處罰。第二， 關注員工利益與收入分配。企業應通過培訓和激勵措施提升員工的環保意識和參與度， 保障普通員工在綠色轉型過程中的勞動收入份額， 關注并縮小收入分配差距， 維護企業內部的和諧與公平。第三， 加強監管與媒體監督。政府可設立專門的環保監管機構， 持續監督企業環保行為， 鼓勵媒體揭露企業漂綠行為， 提高企業違法成本， 建立舉報獎勵機制， 激發公眾參與環境監督的積極性。第四， 完善企業環境信息披露制度。相關部門可制定嚴格的環境信息披露標準， 定期審查企業披露情況， 以糾正企業漂綠行為， 并創建透明平臺供公眾和投資者查詢， 加大社會監督力度。第五， 推動綠色金融支持。政府和金融機構可為實施真實綠色實踐的企業提供優惠貸款和融資支持， 鼓勵設立綠色投資基金， 支持企業的環保技術研發和綠色項目實施， 促進企業綠色轉型和可持續發展。

【 主 要 參 考 文 獻 】

方明月，林佳妮，聶輝華．數字化轉型是否促進了企業內共同富裕？——來自中國A股上市公司的證據［ J］．數量經濟技術經濟研究，2022（11）：50 ～ 70．

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