高管環保認知與企業“漂綠”傾向

[摘要：企業日益加劇的“漂綠”傾向不僅嚴重阻礙中國生態文明建設，亦不利于企業可持續發展。如何從源頭破局？文章從企業決策者視角切入，基于2008—2022年中國A股非金融類上市公司數據，運用舞弊三角理論分析高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響。研究表明，高管環保認知會加劇企業“漂綠”傾向，且壓力型環保認知比發展型環保認知更易加劇該傾向。進一步分析發現，高管環保認知異質性受到環境規制的差異化影響，激勵型環境規制、環境管理體系和媒體關注能夠弱化高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果，而約束型環境規制和管理層短視則會加劇該促進效果。

關鍵詞：高管環保認知；漂綠；環境規制；環境管理體系；媒體關注

中圖分類號：F272.91；F832.51；X322 文獻標識碼：A 文章編號：1007-5097（2024）12-0118-11 ]

Executive Environmental Awareness and Enterprise “Greenwashing” Tendency

XIE Haijuan， ZHU Qianyun， SUN Jiajia， WANG Menghui

（School of Business， Guilin University of Electronic Science and Technology， Guilin 541004， China）

Abstract：The increasing tendency of “greenwashing” in enterprises is not only severely hindering China's ecological civilization construction but also undermining the sustainable development of these enterprises. How can we break the ice at source？ The article starts from the perspective of corporate decision-makers， based on data from non-financial listed companies in China's A-share market from 2008 to 2022， and uses the fraud triangle theory to analyze the impact of executive environmental awareness on the "greenwashing" tendency of enterprises. According to the research findings， executive environmental awareness can increase a company's tendency toward “greenwashing” with pressure-driven environmental awareness being more likely to exacerbate this tendency than development-oriented environmental awareness. The further analysis reveals that the heterogeneity in executive environmental awareness is differentially influenced by environmental regulations. Incentive-based environmental regulations， environmental management systems， and media attention can mitigate the promotion effect of executive environmental awareness on the enterprises' tendency toward “greenwashing”. In contrast， restrictive environmental regulations and short-sightedness of executives tend to exacerbate this promoting effect.

Key words：executive environmental awareness; greenwashing; environmental regulation; environmental management systems; media attention

一、引 言

為應對日益嚴峻的全球環境問題，2020年中國提出實現碳達峰、碳中和的宏偉目標，2022年黨的二十大報告進一步強調，要“推動綠色發展，促進人與自然和諧共生”?；诖耍絹碓蕉嗟膰鴥绕髽I響應號召，積極進行環境信息披露，主動承擔環保責任［1］。但也不乏一些企業為樹立良好環保形象，不惜利用語言來粉飾自身環境表現，此類虛假的環境保護宣傳被稱為“漂綠”行為［2］。近年來，部分企業在巨大經濟利益驅使下開始產生“漂綠”行為，導致企業“漂綠”傾向明顯上升［3］。這不但嚴重干擾中國對“雙碳”計劃階段性成效的判斷，不利于中國生態文明建設與雙碳目標的實現，而且將企業自身置于“漂綠”行為被曝光的風險之中，不利于企業可持續發展。因此，挖掘企業“漂綠”傾向前置影響因素，從根源上抑制企業“漂綠”傾向迫在眉睫。

過往“漂綠”研究多從企業外部出發，即產業環境［1，3］、政策環境［4］、社會環境［5］等維度探究企業“漂綠”行為的成因，鮮有研究從高管團隊異質性角度考慮，更缺少從高管環保認知及其異質性的視角切入，由內向外尋找抑制企業“漂綠”傾向的破局之道。此外，過往“漂綠”研究多聚焦于“漂綠”行為，而心理學領域研究表明，傾向性是促使行為發生的動力［6］。因此，如能在傾向階段就對企業“漂綠”有所察覺，便能更早阻止企業“漂綠”由傾向轉化為行為，防患于未然。高層梯隊理論指出，管理者的認知結構會影響企業的戰略決策，進而影響企業行為［7］。而高管環保認知作為高管對環境相關信息關注、解讀、判斷后進行決策的認知過程，是企業制定環保決策的基礎與前提。已有高管環保認知研究主要集中在其對企業的正向影響，即對企業綠色創新［8-10］與環境信息披露［11］均有顯著促進效果，卻少有探究其給企業帶來的潛在風險。然而，高管環保認知是一把雙刃劍，除了為企業帶來顯而易見的環保優勢，也可能會因為滿足了舞弊三要素而加劇企業“漂綠”傾向，增加企業“漂綠”風險。

舞弊三角理論認為，企業舞弊的成因是由壓力、機會與合理化三要素構成［12］?；谶@三大成因，學者們在財務舞弊領域取得了較為豐富的研究成果。部分學者從高管特征入手，發現高管的審計背景［13］、金融背景、海外背景［14］等均會降低企業信息披露質量、增加企業財務舞弊風險，高管的認知與行為慣性差異［15］也會對企業信息披露決策產生截然不同的影響。參考企業信息披露與財務舞弊領域研究成果，企業“漂綠”這一新興的“綠色舞弊”領域是否也會受到高管環保認知的影響？進一步來說，結合高管自身特質，哪種特征的高管環保認知更易加劇企業“漂綠”傾向？對此，能否從舞弊三成因入手，找到有效的措施積極應對？

綜上，本文先基于高層梯隊理論與舞弊三角理論，構建高管環保認知與企業“漂綠”傾向的關系模型，然后將高管環保認知細分為發展型環保認知與壓力型環保認知，探究不同類型高管環保認知對企業“漂綠”傾向的差異化影響，再從壓力、機會和合理化三個層面有針對性地提出抑制企業“漂綠”傾向之法。本文的邊際貢獻體現在以下四個方面：第一，研究視角上，從高管環保認知這一視角出發，既彌補過往企業“漂綠”領域研究內部尋因不足的缺陷，又將高管環保認知細分為發展型環保認知和壓力型環保認知兩個維度，豐富現有高管環保認知研究；第二，變量選取上，結合心理學領域研究，將對“漂綠”的研究聚焦于行為傾向階段，較過往“漂綠”行為研究更具前瞻性與預見性；第三，理論依據上，將舞弊三角理論引入企業“漂綠”這一新興“綠色舞弊”領域，不同于以往研究局限在財務舞弊領域的應用，實現了理論繁衍；第四，研究設計上，選擇上市公司中長期面板數據進行研究，相較過往高管環保認知相關研究多采用問卷調查的方法，本文研究結論更加客觀，能夠對該領域研究進行有益補充。

二、理論分析與研究假設

（一）高管環保認知與企業“漂綠”傾向

高管環保認知作為管理者認知，通過影響環保決策這一企業決策，進而影響企業行為——促進企業產生“漂綠”傾向，符合高層梯隊理論中管理者特征對企業行為的作用路徑［7］。然而，由于“漂綠”行為伴隨著巨大的風險與成本，“漂綠”傾向并不會憑空產生，其產生的動機十分關鍵。結合舞弊三角理論，高管環保認知可能因為信號傳遞［16］、機會主義［17］與印象管理［18］的存在而加深企業“綠色舞弊”所面對的壓力、機會與合理化程度，使舞弊發生的三要素條件被滿足，從而誘發企業產生“漂綠”傾向。

首先，根據信號傳遞理論，高管環保認知越強，越能向外界釋放良好信號，提升各方對企業環保表現的期待［16］。但也會因此加劇企業環保信息披露壓力，觸發企業投機動機，使企業“漂綠”傾向增強。過往研究表明，高管環保認知能夠影響綠色投資者的關注［19］及企業對經濟不確定性［20］的反應程度。而舞弊三角理論中，壓力是促使企業舞弊的直接動機，可分為內生性壓力與外源性壓力?；趦壬詨毫Φ难芯堪l現，當具有較強融資壓力［18］與較大業績落差［16］時，企業更容易產生“漂綠”傾向。而基于外源性壓力的研究表明，企業外部的碳達峰壓力［21］、行業競爭壓力［1］與公眾傾向［22］等亦有可能加劇企業“漂綠”傾向。可見，高水平的高管環保認知雖能夠向外界釋放良好環境社會責任信號［9］，但同時也加劇了企業所承受的內外部環保壓力，觸發了企業冒險心態，增強了企業“漂綠”傾向。

其次，根據機會主義理論，高管環保認知越強，越善于利用信息不對稱向綠色市場釋放有利環保信息［17］，而信息接收者又是有限理性的，這增加了企業“漂綠”傾向轉為現實的可能性。舞弊三角理論中，機會是促使企業能夠將動機實現的內外部條件。從內部來看，不夠完善的企業環境管理體系促使高管鋌而走險。高管環保認知越強，越能夠用較低的成本占據資源優勢，掩蓋環境風險，進而形成企業“漂綠”的內部機會［23］。從外部來看，我國生態環境信息系統仍有不足，缺乏交叉驗證企業環保信息真實性的可靠渠道［24］，進而形成促使企業“漂綠”的外部機會。在內外部機會雙重作用下，高管環保認知越強，越有可能產生“漂綠”行為，從而增強企業“漂綠”傾向。

最后，根據印象管理理論，高管環保認知越強，越會注重企業環保表現［18］。為樹立良好環保形象，企業更容易將“漂綠”行為合理化，產生“漂綠”傾向?；谖璞兹抢碚摚侠砘瞧髽I將舞弊行為與自身道德和行為準則相吻合的借口。研究結果表明，出于印象管理的目的，企業會積極發布混淆信息來管理利益相關者的印象［25］。環保信息作為企業綠色信息載體，同樣是企業用來管理綠色印象的手段［18］。高管環保認知越強，越會將“親環保”形象作為企業綠色印象管理預期，借助“漂綠”為企業營造美好印象、獲取高額利潤，從而將企業“漂綠”行為合理化，產生“漂綠”傾向。

當高管環保認知使“綠色舞弊”的壓力、機會與合理化三要素被同時滿足，企業選擇“漂綠”行為的傾向也會大大增加。因此，本文提出假設1。

H1：高管環保認知會加劇企業“漂綠”傾向。

高管環保認知如何在高層梯隊理論與舞弊三角理論的相互作用下影響企業“漂綠”傾向，如圖1所示。

（二）高管環保認知異質性與企業“漂綠”傾向

Sharma等（1999）［26］基于企業對環境響應的成熟度差異，將企業可持續發展戰略劃分為內向型、外向型、保守型與遠見型；席龍勝和趙輝（2022）［9］則從高管動機差異入手，將高管環保認知劃分為機會型與責任型。本文基于以往研究成果，結合壓力感知與高管動機的雙維差異，將高管環保認知劃分為發展型環保認知與壓力型環保認知。前者更注重企業可持續發展，能夠主動對企業環保工作進行戰略布局并切實推動企業環保工作開展，具有發展的環保意識。后者迫于環保規范的責任與義務，為達到政府、利益相關者乃至群眾對企業環保的要求與期望而實施環保工作，其環保意識更為被動。在面對環保壓力時，前者更善于將壓力轉化為推動企業環保發展的積極動力，而后者更易感受到壓力帶來的負面影響，從而采取粉飾自身環保表現等消極應對措施。

從壓力層面來看，具有發展型環保認知的高管更能夠認識到環保工作的重要性，會主動將資源向環保工作傾斜［10］，使企業在面對環保壓力時具有更強適應性，能夠將環保壓力轉化為環保動力。而具有壓力型環保認知的高管更看重利益相關者對企業環保工作的認可度［9］，這使企業更易受到外界環保壓力的負面影響，從而采取消極應對措施。已有研究表明，越能感知環保競爭壓力和社會合法性威脅的高管，越容易在企業環保工作中采取響應型而非前瞻型環保戰略［27］。因此，壓力型環保認知高管在較為消極的環保壓力環境下，更容易為了迎合外部的道德期望與政策要求而美化自身環保形象，產生“漂綠”傾向。而發展型環保認知高管則更重視綠色生產，更愿意主動承擔環保責任，采取前瞻型環保戰略［28］，從而能夠將環保目標融入日常管理工作，將環保的重要性傳遞給公司各個部門，使企業在面對外部環保壓力時能夠獲得更多內部支持與環保收益。在此基礎上，企業對環保工作的關注也會由如何粉飾轉為如何落實，從而弱化企業“漂綠”傾向。

從機會層面來看，具有發展型環保認知的高管由于環保意識更為主動，會積極關注外部激勵型環保政策與綠色市場動態［29］，進而將獲取的環境信息與企業自身資源進行整合，但更全面的環境信息也為企業“漂綠”行為提供了更多可能性，使企業在逐利本性的誘導下激發“漂綠”傾向；而具有壓力型環保認知的高管環保意識更為被動，對外部約束型環保政策［30］、市場需求及同行動態更為敏感，迫于政策壓力、市場壓力及行業壓力選擇利用信息不對稱掩飾不足，亦能誘發企業“漂綠”傾向。

合理化層面來看，具有發展型環保認知的高管出于幫助企業降低環保成本、提高環保收益、增強企業可持續競爭力的目的開展環保工作［31］。基于企業價值管理理論，為企業謀求長期穩定發展，創造更大更長遠的價值是企業價值管理的合理化選擇［32］。而具有壓力型環保認知的高管則出于獲取政府、客戶、供應商、員工等利益相關者的認可而開展環保工作［9］。基于利益相關者理論，綜合平衡各利益相關者的要求與偏好是制定與執行企業戰略的合理化選擇［33］。因此，為使企業價值和相關者利益最大化，不論是發展型環保認知高管，還是壓力型環保認知高管，均能將粉飾企業環保信息來美化企業環保形象的“漂綠”行為合理化，從而產生“漂綠”傾向。

綜上，發展型環保認知和壓力型環保認知均會因滿足壓力、機會與合理化三大舞弊要素而激發企業“漂綠”傾向，但相較于壓力型環保認知，具有發展型環保認知的高管對環保壓力的適應能力更強，使企業產生“漂綠”傾向的可能性相對更低。因此，本文提出假設2和假設3。

H2：發展型環保認知與壓力型環保認知均會加劇企業“漂綠”傾向。

H3：與發展型環保認知相比，壓力型環保認知更容易加劇企業“漂綠”傾向。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2008—2022年中國A股非金融類上市公司數據作為樣本，研究高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響。本文對樣本進行了如下處理：①剔除樣本期間屬于ST、*ST、PT的樣本；②剔除主要研究變量缺失和財務狀況異常的樣本；③為避免極端值干擾，對連續型變量在1%和99%分位進行了縮尾處理（Winsorize）。通過上述篩選最終得到4 888家企業共36 608個樣本觀測值。本文數據主要來源于以下途徑：①企業財務數據、公司治理數據與環境信息數據來自CSMAR和WIND數據庫；②高管環保認知相關數據通過對上市公司年報進行文本分析后獲取。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業“漂綠”傾向（GW）

“漂綠”這一概念最早由Jay Westerveld提出，用以指責企業借環保之名謀私卻未采取實質性措施的營銷行為［21］。此后，學者們從信息披露視角，將“漂綠”歸納為企業象征性環境信息披露與其實質性環保行為的背離程度［16］。本文結合心理學領域對行為傾向性的界定［6］，參考蘇冬蔚和劉子茗（2023）［34］、陳琪和李夢函（2024）［20］的方法，利用企業披露環境負債項目的傾向性來構建企業“漂綠”傾向的代理指標，公式如下：

[GW=象征性披露項目數量實質性披露項目數量+1] （1）

其中：環境負債包含廢水、化學需氧量、二氧化硫、二氧化碳、煙塵和粉塵排放量及工業固體廢物產生量六個項目［34］。象征性披露是指利用定性描述的方式披露環境負債信息。這類披露方式模糊性強，沒有準確的數據支撐，具有較高“漂綠”傾向。而實質性披露是指利用定量描述的方式披露環境負債信息。這類披露方式透明度高，能夠從具體的數字中看出企業的真實環保表現，企業“漂綠”傾向較低。因此，本文利用企業披露環境負債的傾向性來衡量企業“漂綠”傾向，該指標數值越大，表明企業“漂綠”傾向越嚴重。

2. 解釋變量：高管環保認知（EC）

過往研究證明文本分析法能夠可靠衡量高管環保認知，本文參考李亞兵等（2023）［10］的做法，從綠色競爭優勢意識、企業社會責任意識、外部環境壓力認知3個維度選定19個與高管環保認知相關的關鍵詞，對上市公司年報進行文本分析，通過統計關鍵詞出現的頻數來衡量高管環保認知。關鍵詞的詞頻越高，表明管理層對環保工作越關注，高管環保認知越強。

為探究高管因披露環境信息的動機差異與壓力感知差異而產生的高管環保認知異質性對企業“漂綠”傾向的差異化影響，本文依據席龍勝和趙輝（2022）［9］的觀點，進一步將關鍵詞按發展型維度與壓力型維度進行劃分：用高管對環保相關戰略規劃與管理工作的關注程度來衡量其發展型環保認知（DEV）；用高管對環保相關政策法規與監管部門合規性要求的關注程度來衡量其壓力型環保認知（STR）。具體關鍵詞詞集構建見表1所列。

3.控制變量

本文參考已有企業“漂綠”［3，18］與高管環保認知［19，29］相關研究，選取反映企業財務特征與治理特征的企業規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）、投資機會（TQ）、持股比例（TOP1）、兩職合一（DUAL）、董事會規模（BOARD）、高管激勵（PAY）和獨立董事比例（INDD）作為控制變量。此外，考慮時間與行業異質性，本文設置了年份和行業虛擬變量。變量定義見表2所列。

（三）模型設定

為驗證高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響，本文構建如下模型：

[Yit=α0+α1Xit+α2CONTROLSit+μit+γit+εit] （2）

其中：被解釋變量[Y]為企業“漂綠”傾向（GW）的代理指標；解釋變量[X=EC，DEV，STRT]分別為高管環保認知、發展型環保認知和壓力型環保認知的代理指標；控制變量CONTROLS=[SIZE，LEV，ROE，TQ，TOP1，DUAL，BOARD，PAY，INDD]T；[μ]為行業固定效應；[γ]為年度固定效應；[ε]為隨機誤差項；[i]表示企業；[t]表示年度；本文重點關注系數[α1]，若系數顯著為正，則表明高管環保認知會加劇企業“漂綠”傾向。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計與相關性分析

為消除指標之間的量綱差異，本文將企業“漂綠”傾向與高管環保認知相關指標進行歸一化處理，使其取值范圍限定為［0，1］。各變量的描述性統計情況見表3所列。

表3顯示，樣本企業“漂綠”傾向（GW）均值為0.118，數值大于0，表明中國上市公司在披露環境信息時，相比于實質性披露，更傾向于采取象征性披露的方式，多數企業具有“漂綠”自身環保表現的傾向。而高管環保認知（EC）的均值為0.007，表明當前中國上市公司的高管環保認知普遍偏低。其他控制變量的描述性統計結果均在合理分布區間，與過往研究結果差異不大，表明本文樣本選擇是可靠的。

此外，本文對主要變量進行了相關性檢驗（1），檢驗結果表明，高管環保認知（EC）與企業“漂綠”傾向（GW）的相關系數均在1%水平上顯著為正，初步驗證了H1。并且各變量之間的相關系數均小于0.6，方差膨脹因子（VIF）均小于10，表明變量間不存在嚴重多重共線性問題，可進行下一步回歸分析。

（二）多元回歸分析

1. 高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響

為進一步驗證H1，本文對前文構建的模型（2）采用最小二乘法（OLS）方法進行回歸分析，并利用穩健標準誤來克服可能存在的異方差擾動問題，回歸結果見表4列（1）。結果顯示，高管環保認知（EC）的回歸系數為0.800，且在1%水平上顯著，表明對樣本企業而言，高管環保認知越強，越會加劇企業“漂綠”傾向。這是因為，高管環保認知越強的企業，越能夠關注到“漂綠”這一難度小、成本低但收益高的環境信息披露策略。拋開風險來看，“漂綠”不僅能夠幫助企業營造良好環保形象，吸引消費者與投資者的關注［16］，還能夠在短時間內提升企業財務表現，增強企業競爭力［20］。因此，在逐利性的驅使下，高管環保認知越強的企業將具有更強烈的“漂綠”傾向，H1得證。

2. 高管環保認知異質性對企業“漂綠”傾向的影響

為進一步探究高管環保認知異質性對企業“漂綠”傾向的差異化影響，將發展型環保認知（DEV）和壓力型環保認知（STR）分別按照模型（2）對企業“漂綠”傾向（GW）進行回歸，具體見表4列（2）和列（3）。結果顯示，發展型環保認知（DEV）的回歸系數為0.404、壓力型環保認知（STR）的回歸系數為0.441，且均在1%水平上顯著，表明不論高管是出于主動關注自身可持續發展還是被動受到環保政策、法規與合規性要求的壓力而進行環境信息披露，高管環保認知均會加劇企業“漂綠”傾向。但相較于發展型環保認知，具有壓力型環保認知的高管對企業“漂綠”傾向的促進作用更強。這是因為，從影響企業“漂綠”行為的三大舞弊要素來看，壓力型環保認知的高管對壓力因素更為敏感，當其所受環保壓力產生變化時，具有壓力型環保認知的高管將更傾向于采取“漂綠”策略來做出應對。由此，H2、H3得證。

（三）內生性檢驗

1. 傾向得分匹配（PSM）

為解決樣本自選擇問題而導致估計上的偏誤，本文采用傾向得分匹配法（PSM）為高管環保認知較強的上市公司匹配高管環保認知較弱的上市公司（2）。具體來說，本文將大于高管環保認知50%分位數的樣本作為處理組，小于50%分位數的樣本作為控制組。考慮企業管理層與公司治理特征的影響，選擇企業規模（SIZE）、投資機會（TQ）、持股比例（TOP1）、兩職合一（DUAL）、董事會規模（BOARD）和高管激勵（PAY）作為協變量計算傾向得分值，并進行一比一近鄰匹配，匹配后處理組與控制組在協變量上不存在顯著差異。本文進一步對匹配后的樣本進行回歸，回歸結果見表5列（1），可見高管環保認知（EC）系數依舊在1%水平上顯著為正，表明控制了樣本自選擇問題后，H1仍得到支持，結論是較為穩健的。

2. 工具變量法

過往研究表明，高管的家鄉環境特征會對其認知與行為產生影響［35］。2017年以來，我國先后在浙江、江西、廣東、貴州、甘肅、新疆與重慶設立了綠色金融改革創新試驗區，通過建立綠色金融體系來推動產業結構綠色轉型。一方面，考慮綠色金融改革政策能夠影響試驗區內環保氛圍，當高管的家鄉被列為綠色金融改革創新試驗區、開始執行綠色金融改革相關政策時，其家鄉人民對環保的重視會對其環保認知產生影響；另一方面，高管籍貫所在地的環保政策只能通過影響高管個人認知來影響企業決策，企業“漂綠”傾向并不會直接受到個別綠色金融改革創新試驗區的特定綠色金融改革政策的影響。因此，本文參考王輝等（2022）［19］的方法，依據高管籍貫地是否屬于綠色金融改革創新試驗區來構建高管環保認知的工具變量，檢驗H1的內生性問題。具體構建方法如下：統計各企業高管籍貫地屬于綠色金融改革創新試驗區的總人數，并在此基礎上計算企業所在省份的人數均值。結果表明，高管籍貫地的綠色金融改革政策并不會直接影響企業“漂綠”傾向，故滿足外生性的要求。進行Durbin-Wu-Hausman檢驗發現，解釋變量確實存在內生性問題［[EC=12.671， p<0.1]）］，而弱工具變量檢驗中F值為28.571，大于經驗值10，表明不存在弱工具變量問題?；趦呻A段最小二乘法（2SLS）的第二階段回歸結果見表5列（2），可見控制內生性問題后，高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響依舊在1%水平上顯著為正，進一步驗證了本文結論的穩健性。

3. 滯后解釋變量

高管可能會因為企業追求“漂綠”帶來的潛在收益而更加關注企業環保工作，造成企業“漂綠”傾向反向影響高管環保認知。為避免此類反向因果關系帶來的內生性問題，本文選取滯后一期的高管環保認知作為解釋變量，再次對企業“漂綠”傾向進行回歸，結果見表5列（3）?？梢姕笠黄诘母吖墉h保認知（L.EC）系數為0.895，且仍在1%水平上顯著，表明結果是穩健的。

（四）穩健性檢驗

1. 更換被解釋變量衡量方式

首先，本文參考黃溶冰等（2020）的方法［3］，用模型（3）構建的表述性操縱程度（GW_E）指標替代原有企業“漂綠”傾向（GW）指標進行回歸，結果見表5列（4）所列?？梢姼吖墉h保認知（EC）系數在1%水平上顯著為正，與前文結論一致。

[GW_E=象征性披露環境負債項目數量已披露環境負債項目數量] （3）

其次，本文生成企業象征性披露的虛擬變量（GW_D）作為被解釋變量企業“漂綠”傾向（GW）的替代變量，即當企業該年度存在象征性披露環境負債項目的行為時，設置為1，否則設置為0。回歸結果見表5列（5），可見，高管環保認知（EC）系仍在1%水平上顯著為正，前文結論依舊穩健。

2. 排除宏觀政策影響

隨著黨中央對環保工作的大力推進，環境問題成為公眾關注焦點。在此背景下，國內企業對環境信息披露也愈發表現出“漂綠”傾向。為排除宏觀政策影響，本文以2012年為分割點，將樣本劃分為2008—2012年和2013—2022年兩個子樣本分別進行回歸，見表5列（6）和列（7）。結果顯示，兩個子樣本的高管環保認知（EC）系數均在1%水平上顯著為正，結論依然穩健。

五、進一步分析

（一）前置因素分析

前文研究表明，從舞弊三角理論中的壓力層面來看，相比于發展型環保認知，具有壓力型環保認知的高管對外部壓力的感知更明顯，更容易為了迎合相關政策法規與合規性要求而使企業產生“漂綠”傾向。那么，從壓力視角來看，此類高管環保認知差異的產生是否與其所受外部政策壓力有關？而環境規制作為政府從環境保護出發制定的規章制度［36］，對企業具有負向震懾與正向激勵［29］兩種效果，當政府采取不同類型的環境規制，是否會對高管環保認知產生差異化影響？能否通過選取更合適的環境規制工具來引導高管，使其由被動響應式的壓力型環保認知向主動前瞻式的發展型環保認知轉變，從而有效降低企業“漂綠”傾向？據此，本文從外部政策壓力切入，進一步探究環境規制差異如何影響高管環保認知異質性。

以往研究表明，不同類型的環境規制對企業綠色技術創新［37］、產業綠色轉型與升級［38］等具有差異化影響，本文參考凌鴻程等（2024）［29］的方法，將環境規制按負向震懾與正向激勵兩種效果劃分為約束型環境規制（PER）與激勵型環境規制（ES）。前者指政府通過制定環保相關法律法規，對企業起到震懾效果，負面倒逼企業開展環保工作；后者指政府通過運用環保相關補貼政策，使外部性環境污染內部化，正面激勵企業將環境效益納入長期發展戰略決策。對約束型環境規制（PER）的衡量，本文參考歐陽曉靈等（2022）［39］的方法，利用政府工作報告中與環境相關詞匯出現頻次乘以100作為代理指標，相關數據通過文本分析的方法獲取；對激勵型環境規制（ES）的衡量，本文參考凌鴻程等（2024）［29］的方法，利用政府環保補助金額作為代理指標，相關數據來源于CNRDS數據庫。本文將[X=PER， EST]、[Y=DEV， STRT]代入模型（2）分別進行回歸，回歸結果見表6所列。為消除量綱差異，本文對相關指標進行歸一化處理。

由表6列（1）和列（2）可知，約束型環境規制（PER）對壓力型環保認知（STR）具有顯著促進作用，但對發展型環保認知（DEV）的影響并不顯著，表明當政府采用震懾效應為主的約束型環境規制工具時，更容易讓高管被動地響應相關制度、產生壓力型環保認知，從而加劇企業“漂綠”傾向。表6列（3）和列（4）則顯示，激勵型環境規制（ES）對發展型環保認知（DEV）的促進作用十分顯著，對壓力型環保認知（STR）的影響卻并不明顯，表明當政府采取激勵效應為主的激勵型環境規制工具時，更能引導高管主動地規劃并開展環保工作，形成發展型環保認知，相較于壓力型環保認知更能削弱企業“漂綠”傾向?？赡艿脑蚴?，約束型環境規制作為法律效力最強的工具，高管對法律震懾效應越敏感，越容易聚焦于違規的高昂成本而產生壓力型環保認知；而激勵型環境規制則以引導企業開展環保工作為原則，高管越善于挖掘環境效益，培養綠色競爭優勢，越能用長遠眼光看待環保工作，越容易產生激勵型環保認知。

（二）調節效應分析

前文研究表明，從壓力層面來看，不同類型的環境規制能夠對高管環保認知產生差異化影響，通過合理利用環境規制工具，能夠從源頭降低壓力型環保認知的形成，相對弱化企業“漂綠”傾向。那么，從舞弊三角理論中的機會與合理化層面入手，能否找到其他抑制企業“漂綠”傾向的有效辦法？基于此，本文選取環境管理體系、媒體關注與管理層短視進行分析。

首先，環境管理體系的治理效應。以往研究表明，完善的環境管理體系能夠充分發揮治理效應，從而提升企業環境合規性、降低企業環境風險、提高企業環境績效［40］?？梢?，企業越重視環境管理體系建設，越能約束高管行為、壓縮“綠色舞弊”的機會空間，從而弱化高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果。其次，媒體關注的監督效應。媒體作為資本市場中重要的信息傳播介質，不僅可以引導公眾環保認知、塑造企業環保形象［41］，還能吸引監管部門的注意、有效監督企業環保行為。此外，媒體關注還增加了綠色市場中的環境信息供給量，能夠有效緩解多方信息不對稱問題，從機會層面壓縮高管“綠色舞弊”的投機空間、抑制企業“漂綠”傾向。最后，管理層短視的短視效應。依據高層梯隊理論，管理層短視作為管理者對時間導向的主觀認知偏好［42］，會在其進行決策時發揮短視效應，進而影響企業戰略決策與組織行為。管理層短視程度越高，管理者越容易專注短期收益、合理化“漂綠”這一機會主義行為，從而加劇高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果。

為檢驗環境管理體系、媒體關注與管理層短視在高管環保認知影響企業“漂綠”傾向中的調節作用，本文構建如下模型（4）：

[GWit=β0+β1ECit+β2Mit+β3ECit×Mit+β4CONTROLSit+μit+γit+εit] （4）

其中：調節變量[M=EMS， MED， MDAT]分別為環境管理體系、媒體關注和管理層短視的代理指標；[EC×M]為高管環保認知與各調節變量的交乘項，為避免共線性問題，本文對交乘項進行了中心化處理；本文重點關注交乘項系數[β3]，若[β3]顯著為負，則表明該調節變量抑制了高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果，若[β3]顯著為正，則表明該調節變量強化了該促進效果。

本文參考蘇冬蔚和劉子茗（2023）［34］的方法，設置衡量企業環境管理體系的虛擬變量，作為環境管理體系的代理指標，若企業該年披露了環保管理制度體系、環保教育與培訓、環保專項行動、環境事件應急機制、環保榮譽或獎勵、“三同時”制度中的任意一項，設置為1，否則為0；參考劉亦文等（2023）［41］的方法，將企業在報刊財經新聞與網絡新聞中的媒體報道標題數量作為其所受媒體關注的代理指標，相關新聞的量化統計數據來源于CNRDS數據庫；參考胡楠等（2021）［42］的方法，先使用文本分析與機器學習技術構建適合中文語境的“短期視域”詞集，再基于詞典法計算上市公司年報MD&A中“短期視域”詞匯總詞頻占MD&A總詞頻的比例，將其作為衡量管理者短視的代理指標。為消除量綱差異，本文對相關指標進行歸一化處理。

環境管理體系（EMS）、媒體關注（MED）和管理層短視（MDA）的模型（4）回歸結果分別見表7列（1）、列（2）和列（3）。

由表7可知，環境管理體系與高管環保認知的交乘項（[EC×EMS]）系數顯著為負，表明企業越重視環境管理體系建設，越能有效約束高管行為，弱化高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果。媒體關注與高管環保認知的交乘項（[EC×MED]）系數顯著為負，說明媒體關注度越高，越能抑制高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果。而管理層短視與高管環保認知的交乘項（[EC×MDA]）系數顯著為正，說明管理層短視程度越高，其產生的短視效應越會加劇高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進作用。綜上，為有效抑制高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進作用，可從機會與合理化兩個層面入手：對外充分利用媒體關注的監督效應，對內增強企業環境管理體系的治理效應，同時也要警惕管理層短視帶來的短視效應。

六、結論與啟示

（一）研究結論

本文從近年不斷增強的高管環保認知視角切入，基于舞弊三角理論，分析高管環保認知對企業“漂綠”傾向的影響，并以2008—2022年的中國A股非金融類上市公司為研究樣本進行實證檢驗。研究結果表明，高管環保認知會加劇企業“漂綠”傾向。相較于發展型環保認知，壓力型環保認知更容易受到外部環保壓力的消極影響，從而加劇企業“漂綠”傾向。從壓力層面深入挖掘此類高管環保認知異質性的前置因素，發現該差異的形成與環境規制異質性有關，約束型環境規制更容易誘發壓力型環保認知的產生，而激勵型環境規制則更能引導發展型環保認知的形成。從機會與合理化層面探究抑制企業“漂綠”傾向的有效辦法，發現企業環境管理體系的治理效應和媒體關注的監督效應能夠削弱高管環保認知對企業“漂綠”傾向的促進效果，而管理層短視效應則會加劇該促進效果。因此，政府合理利用政策工具、媒體積極發揮監督作用、企業加強環境管理體系建設、警惕管理層的短視傾向均能有效抑制企業“漂綠”傾向。

（二）政策建議與管理啟示

對政府的政策建議：首先，對企業環境信息披露情況進行更嚴格的監督，尤其應對高管環保認知顯著增強的企業加強關注，防范高管機會主義傾向引發的企業“漂綠”傾向。其次，政府應當制定更詳細的企業環境信息披露規范性標準，完善環境信息披露相關法律法規，壓縮企業粉飾自身環保形象的“漂綠”空間。再次，完善環保激勵機制，以激勵型環境規制為主導，引導企業切實將社會主義生態文明觀融入企業長期戰略規劃與決策，以發展的眼光看待環保工作的開展。最后，政府應當優化媒體環境，重視媒體融合發展，積極發揮媒體關注的監督效應，監督企業環保行為，促使企業如實向利益相關者披露環境信息，提高綠色市場環境信息供給質量。

對企業的管理啟示：首先，企業應當重視環境保護對企業可持續發展的作用，避免因追求短期利益最大化而犧牲長遠發展、暴露于過高環境風險之中。其次，企業應當加強環境管理體系建設，嚴格制定環境方針，積極管理環境因素，推動各環節將環保工作落在實處。再次，企業應當重視對發展型高管環保認知的培養，并對管理層短視傾向保持警惕，避免高管為追求短期利益而產生“漂綠”傾向。最后，高管應當積極提高環保素養，增強綠色競爭優勢認知，主動承擔環保責任，為企業制定順應當代綠色發展的前瞻性環境戰略。

（三）局限與展望

本文存在一定的局限性：首先，本文結合高管披露環境信息的動機差異與壓力感知差異將高管環保認知劃分為發展型環保認知與壓力型環保認知，但高管環保認知還受到高管教育背景、性格偏好等多方面的影響，未來可從多維視角系統性探究高管環保認知異質性對企業“漂綠”傾向的影響。其次，前文分析表明，從舞弊三角理論出發，企業“漂綠”傾向的成因具有壓力、機會與合理化三大要素，每類要素又能向下細分至更小的維度，本文僅從有限因素出發，驗證了高管環保認知及其異質性對企業“漂綠”傾向的影響，未來可進行更詳盡、更系統化的研究。

注 釋：

（1）限于篇幅，未列示相關性檢驗表格，留存備索。

（2）限于篇幅，未列示平衡性檢驗表格，留存備索。

參考文獻：

［1］陳玲芳.企業漂綠行為的地區同群效應——來自中國工業上市公司的經驗證據［J］.科學決策，2023（6）：29-41.

［2］DELMAS M A，BURBANO V C. The Drivers of Greenwashing［J］.California Management Review，2011，54（1）：64-87.

［3］黃溶冰，謝曉君，周卉芬.企業漂綠的“同構”行為［J］.中國人口·資源與環境，2020，30（11）：139-150.

［4］吳燁偉，周霖鈺，劉寧.環境規制、綠色并購與環境績效［J］.系統工程理論與實踐，2023，43（5）：1267-1286.

［5］陳玲芳.綠色投資者能抑制企業漂綠行為嗎？［J］.福建師范大學學報（哲學社會科學版），2023（3）：31-42，168.

［6］KIM M S，HUNTER J E. Relationships Among Attitudes，Behavioral Intentions，and Behavior：A Meta-Analysis of Past Research Part 2［J］. Communication Research，1993，20（3）：331-364.

［7］HAMBRICK D C，MASON P A. Upper Echelons：The Organization as a Reflection of Its Top Managers［J］.The Academy of Management Review，1984，9（2）：193-206.

［8］梁敏，曹洪軍，王小潔.高管環保認知、動態能力與企業綠色創新績效——環境不確定性的調節效應［J］.科技管理研究，2022，42（4）：209-216.

［9］席龍勝，趙輝.高管雙元環保認知、綠色創新與企業可持續發展績效［J］.經濟管理，2022，44（3）：139-158.

［10］李亞兵，夏月，趙振.高管綠色認知對重污染行業企業績效的影響：一個有調節的中介效應模型［J］.科技進步與對策，2023，40（7）：113-123.

［11］潘安娥，郭秋實.政府監管與企業環境信息披露——基于高管環保意識的調節作用［J］.軟科學，2YR4ViAaZh6KU3Y+8P7hk2A==018，32（10）：84-87.

［12］陳邑早，陳艷，于洪鑒.會計舞弊行為決策中的合理化因素：分析與展望［J］.外國經濟與管理，2019，41（7）：85-98.

［13］史元，李琳.高管角色、審計背景與企業信息披露質量［J］.工業技術經濟，2020，39（7）：65-73.

［14］程富，吳粒.“操縱抑制”還是“操縱促進”：CFO專業背景的影響［J］.南開管理評論，2022，25（1）：202-215.

［15］王俊，郭旭.管理者行為慣性與上市公司舞弊——基于高管公司間變更的視角［J］.管理評論，2022，34（7）：289-301.

［16］李強，宋嘉瑋.業績期望落差與企業“漂綠”行為［J］.南京審計大學學報，2022，19（3）：51-61.

［17］肖紅軍，張俊生，李偉陽.企業偽社會責任行為研究［J］.中國工業經濟，2013（6）：109-121.

［18］黃溶冰，陳偉，王凱慧.外部融資需求、印象管理與企業漂綠［J］.經濟社會體制比較，2019（3）：81-93.

［19］王輝，林偉芬，謝銳.高管環保背景與綠色投資者進入［J］.數量經濟技術經濟研究，2022，39（12）：173-194.

［20］陳琪，李夢函.經濟政策不確定性與企業“漂綠”行為［J］.華東經濟管理，2024，38（2）：85-95.

［21］曹越，鄒雪戈.地區碳達峰壓力與企業環境信息披露：激勵還是迎合？［J］.中南大學學報（社會科學版），2023，29（6）：92-103.

［22］陳璇，陶崢嶸.外部環保監督對企業環境信息披露的“區間效應”——基于企業定期報告中水信息文本的分析［J］.中國人口·資源與環境，2022，32（12）：92-105.

［23］HORA M，SUBRAMANIAN R. Relationship Between Positive Environmental Disclosures and Environmental Performance：An Empirical Investigation of the Greenwashing Sin of the Hidden Trade-off［J］.Journal of Industrial Ecology，2019，23（4）：855?868.

［24］李世輝，劉一潔，雷新途. “水十條”與企業水信息披露水平——基于高水敏感性行業的準自然實驗［J］.中南大學學報（社會科學版），2021，27（3）：88?99.

［25］GRAFFIN S D，CARPENTER M A，BOIVIE S. What′s All That（Strategic）Noise？Anticipatory Impression Management in CEO Succession［J］. Strategic Management Journal，2011，32（7）：748-770.

［26］SHARMA S，PABLO A L，VREDENBURG H. Corporate Environmental Responsiveness Strategies：The Importance of Issue Interpretation and Organizational Context［J］. The Journal of Applied Behavioral Science，1999，35（1）：87-108.

［27］SHARMA S，VREDENBURG H. Proactive Corporate Environmental Strategy and the Development of Competitively Valuable Organizational Capabilities［J］.Strategic Management Journal，1998，19（8）：729-753.

［28］楊德鋒，楊建華，樓潤平，等.利益相關者、管理認知對企業環境保護戰略選擇的影響——基于我國上市公司的實證研究［J］.管理評論，2012，24（3）：140-149.

［29］凌鴻程，陽鎮，許睿謙，等. CEO公共環保經歷多樣性與企業綠色技術創新［J］.科學學與科學技術管理，2024，45（3）：189-210.

［30］曹洪軍，陳澤文.內外環境對企業綠色創新戰略的驅動效應——高管環保意識的調節作用［J］.南開管理評論，2017，20（6）：95-103.

［31］邊明英，俞會新，張迎新.環境規制與交通運輸業綠色創新——高管環保意識的中介作用［J］.華東經濟管理，2021，35（8）：11-20.

［32］陳瓊，謝赤.企業價值管理理論與應用及其最新發展［J］.社會科學家，2007（6）：167-169，180.

［33］SHARMA S，HENRIQUES I. Stakeholder Influences on Sustainability Practices in the Canadian Forest Products Industry［J］.Strategic Management Journal，2005，26（2）：159-180.

［34］蘇冬蔚，劉子茗.綠色金融改革是否影響企業綠色績效與漂綠風險？［J］.國際金融研究，2023（4）：74-85.

［35］許年行，李哲.高管貧困經歷與企業慈善捐贈［J］.經濟研究，2016，51（12）：133-146.

［36］高明，陳巧輝.不同類型環境規制對產業升級的影響［J］.工業技術經濟，2019，38（1）：91-99.

［37］管詩卉.異質性環境規制對企業綠色技術創新影響研究——基于政府支持和高管綠色認知的調節作用［J］.科技創業月刊，2024，37（1）：14-21.

［38］羅惠茗.異質性環境規制對產業綠色轉型影響機制研究［J］.特區經濟，2023（12）：56-60.

［39］歐陽曉靈，張駿豪，杜剛.環境規制與城市綠色技術創新：影響機制與空間效應［J］.中國管理科學，2022，30（12）：141-151.

［40］于連超，董晉亭，王雷，等.環境管理體系認證有助于緩解企業融資約束嗎？［J］.審計與經濟研究，2021，36（6）：116-126.

［41］劉亦文，陳熙鈞，高京淋，等.媒體關注與重污染企業綠色技術創新［J］.中國軟科學，2023（9）：30-40.

［42］胡楠，薛付婧，王昊楠.管理者短視主義影響企業長期投資嗎？——基于文本分析和機器學習［J］.管理世界，2021，37（5）：139-156，11，19-21.

［責任編輯：洪二麗］