“漂綠\"行為對企業碳績效的影響基于高管異質性的調節作用

【中圖分類號】F272.91；X322

【文獻標志碼】A

【文章編號】1673-1069（2025）04-0055-03

1引言

氣候變化已成為21世紀人類面臨的重大挑戰，我國提出的“雙碳”戰略自標彰顯了應對氣候變化的堅定決心。在此背景下，企業環境責任履行成為實現碳中和的關鍵環節，但“漂綠\"行為正在全球范圍內呈現蔓延態勢?，F有研究指出，企業“漂綠\"行為會損害其財務績效，同時，企業財務績效對碳績效存在正向影響，但“漂綠\"行為對碳績效的直接作用機制尚未得到充分探討。值得注意的是，已有文獻證明管理層會對企業的碳績效產生影響，這促使我們進一步思考：高管異質性如何影響企業“漂綠”行為與碳績效之間的關系？這一研究空白的填補，對于完善企業環境治理理論、指導碳中和實踐具有重要價值。

綜上，本文以2012-2020年滬深A股上市公司為樣本，探討“漂綠\"行為對企業碳績效的影響，以及高管異質性對二者之間關系的調節作用。

2理論分析與研究假設

2.1“漂綠\"行為與碳績效

“漂綠\"行為，即企業通過虛假宣傳其環保成就，以獲取市場認可和經濟效益。然而，“漂綠\"行為無法真正提升企業的環境績效，反而可能因內部員工逐漸習慣于不誠實的工作作風，影響企業長期發展。

實證研究表明，“漂綠\"行為與累計超額收益率（CAR）負相關，而企業環境績效與CAR顯著正相關。從利益相關者理論來看，隨著公眾環保意識的不斷提高，利益相關者對企業的環保要求也日益嚴格。企業“漂綠\"行為可能招致輿論壓力及抵制，進而影響管理層決策，間接作用于企業碳績效。

鑒于此，本文提出以下研究假設：H₁ ：“漂綠\"行為與碳績效負相關。

2.2高管異質性的調節作用

根據高層梯隊理論，高管團隊的性別、年齡、受教育水平等特征能夠反映其認知與價值觀差異，進而影響企業戰略選擇和企業績效。高管團隊的認知差異促使企業在制定環境戰略時考慮更多的因素，從而制定出更加科學的碳減排策略。環境戰略水平越高，越有可能促使企業采取綠色創新策略以減少對環境的負面影響。

鑒于此，本文提出以下研究假設：

H₂ ：高管異質性能夠削弱企業“漂綠\"行為對碳績效的負向影響。

3研究設計

3.1樣本選取與數據來源

本文以滬深A股上市公司為研究對象，研究區間為2012-2020年。剔除金融業、ST公司及數據缺失嚴重的企業后，研究對象涵蓋4538家企業。本文數據均來自企業年報、CSMAR等數據庫。所有數據經過 1% 和 99% 的縮尾處理，以規避極端值影響。

3.2變量說明

3.2.1被解釋變量

本文的被解釋變量為碳績效（CP）。借鑒李婉紅等的研究，由于現有企業較少披露二氧化碳排放量，本文以每單位碳排放所對應的營業收入作為企業碳績效的替代變量。企業碳排放量 Ψ=Ψ （行業碳排放量/行業主營業務成本） ∣×∣ 企業營業成本。碳績效 （企業營業收人/企業碳排放量）。

3.2.2核心解釋變量

本文的核心解釋變量為\"漂綠\"指數（GW）。借鑒Huetal.的研究，計算方法見式（1）。式中，第一項為ESG披露質量得分（ER）相對于同行業的標準化衡量，第二項為ESG實際表現績效得分相對于同行業的標準化衡量。 和 分別代表ESG環境披露質量和績效得分的平均值， σ_dis 和 σ_per 分別代表ESG環境披露質量和績效得分的標準差。本文采用彭博環境評級作為ER披露質量得分，采用華證環境評級作為ER實際表現績效得分。

3.2.3調節變量

本文的調節變量為高管異質性（TMT）。借鑒黃越等的研究，本文選取年齡、性別、教育背景、職業背景、海外背景、金融背景方面的特征，基于不同維度下的背景特征進行賦值，并用標準差除以均值所得變異系數來度量高管異質程度。最終將6個指標的差異程度取平均值得到高管異質性。

3.2.4控制變量

參考已有文獻，本文選取企業規模（Size）資產負債率（Lev）凈資產收益率（Roe）等作為控制變量，具體見表1。

3.3模型構建

為檢驗企業“漂綠\"行為與碳績效的關系，設定模型（2）如下：

為驗證高管異質性在企業“漂綠\"行為與碳績效關系中是否存在調節作用，本文引人高管異質性與企業“漂綠\"行為的一階交乘項 GW×TMT ，設定模型（3）如下：

CP_i，t=β₀+β₁GW_i，t+β₂TMT_i，t+β₃GW_i，t×TMT_i，t+β₄Controls_i，t+β₃GW_i，t （3）

式中，CP代表碳績效，GW代表“漂綠\"指數，TMT代表高管異質性，Controls代表前述控制變量，Year與Ind分別代表年份固定效應與行業固定效應， ε 代表隨機誤差項。

4實證分析

4.1描述性分析

主要變量的描述性統計結果如表2所示。其中，企業碳績效整體較高，但差異顯著；“漂綠\"指數差異較大，說明披露與實踐相差懸殊；高管異質性及相關控制變量亦存在顯著差異。同時，各變量間方差膨脹因子遠小于10，意味著各變量間的多重共線性問題較少。

4.2基準回歸分析

表3列（1）為基準回歸結果，GW的系數為 -0.084^*** ，說明在控制其他相關變量后，企業“漂綠\"行為會抑制碳績效的提升，假設 H₁ 得到驗證。

4.3調節效應檢驗

表3列（2）為高管異質性的調節作用檢驗結果。列（2）引人了高管異質性變量（TMT），加人了高管異質性與企業“漂綠\"行為的交互項（ GW×TMT ，為避免多重共線性對交互項估計的干擾，在構建交互項之前，對自變量GW和調節變量TMT進行了中心化處理。結果顯示，GW的系數顯著為負，且交互項的系數顯著為正，說明高管異質性削弱了企業“漂綠”行為對碳績效的負向影響，假設 H₂ 得到驗證。

4.4異質性分析

基于國有企業和民營企業在制度、資源與目標上的差異可能影響“漂綠\"行為的效果，本研究檢驗了所有制在“漂綠”行為與碳績效關系中的異質性作用?；貧w結果顯示（見表4），無論國有企業還是民營企業，“漂綠\"行為均顯著抑制企業碳績效。分組回歸進一步揭示，相較于民營企業，國有企業中“漂綠\"行為對碳績效的抑制強度更高。在國有企業中，高管異質性顯著削弱了“漂綠\"行為對碳績效的負面影響，表明高管多樣性可緩解“漂綠\"行為的負面效果；在民營企業中，高管異質性的調節作用不顯著，可能因其高管異質性水平較低，且管理決策更多依賴外部合作與政策響應。

5結論與啟示

本文以2012-2020年我國滬深A股上市公司為樣本，研究揭示：企業“漂綠\"行為對碳績效具有顯著的抑制作用，高管異質性能夠有效緩解這一負面效應。進一步的異質性分析揭示：雖然“漂綠\"行為在國有企業和民營企業中均顯著抑制碳績效，但高管異質性的積極調節作用僅在國有企業中顯著存在。這表明，在國有企業特定的治理結構與資源背景下，高管異質性對于抵消“漂綠\"行為的負面影響具有關鍵作用。基于對所有制的異質性分析，本文提出差異化治理路徑：國企應強化內部監管與激勵，發揮高管多樣性優勢；民企則需優化團隊結構，完善環保制度并加強外部協同，以推動經濟與環境的協同發展。

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