女性高管的ESG責任取向：“漂綠”還是“真綠”？

[中圖分類號]F270.3 [文獻標志碼]A [文章編號]2096-3114（2025）04-0055-12

一、引言

改革開放40多年來，中國的粗放型增長模式創造了巨大的經濟紅利，但背后也存在著資源的過度消耗和嚴重的環境污染，因此高質量發展成為中國經濟發展的戰略導向。習近平總書記在二十屆中共中央政治局第十一次集體學習時強調“綠色發展是高質量發展的底色，新質生產力本身就是綠色生產力，必須加快發展方式綠色轉型，助力碳達峰碳中和”。由此，如何確保企業的綠色發展對實現我國經濟綠色可持續發展具有重要意義。

在當前氣候變化、資源枯竭等環境問題日益嚴峻的背景下，投資者越來越重視企業應對可持續發展的能力。然而，企業綠色發展過程中卻出現了大量“漂綠”行為。“漂綠”是指企業在ESG 報告、社會責任報告、可持續發展報告等與環境相關的信息披露中發布言過其實的承諾[1]，其核心是披露企業象征性的表現而非實質性的行動[2]。“漂綠”具有負外部性，且\"漂綠\"方式不斷演變，并隨著行業和空間傳播蔓延[3]。

現有文獻主要對“漂綠”動機進行研究。“漂綠”動機主要體現在信息傳遞、合法性、制度環境三個方面。第一，信息傳遞理論認為，企業會通過信息披露傳遞環保形象，環境績效好的企業主動披露以區別于其他企業，績效差的企業則通過選擇性披露或象征性言辭來塑造環保形象[4]。第二，合法性理論認為，組織為獲取資源、認同和穩定性而追求合法性。當環境信息披露深度和廣度不嚴時，重污染企業會模仿他人[5」，而“漂綠”企業顯得更合規，因此“漂綠”成為策略性解耦手段。第三，制度環境理論認為，綠色金融背景下企業不僅受政府政策法規等正式制度監管，也受社會價值觀、倫理道德等非正式制度監管。因此，企業在發布ESG報告時，會迎合公眾期待和監管需求[，以避免可能的行政處罰和法律責任，而不是真正地使企業進行綠色運轉。

同時，“漂綠”治理研究主要包括內部治理和外部治理。內部治理主要聚焦于企業的高管團隊，如李強等發現[7]，高管團隊國際化通過抑制管理層短視、提升環境信息透明度、緩解融資約束的方式抑制企業的“漂綠”，并且信任文化增強了國際化的綠色治理效應。但也有學者認為企業的決策行為不僅取決于高管團隊的特征，也取決于注意力等因素[8]。外部治理包括媒體報道、綠色認證和政府監督。媒體報道方面，通過披露企業環境負面信息約束管理者行為9或通過減少信息不對稱、增加環境信息供給，提升外部主體對企業環境績效的認識，從而抑制企業的“漂綠”[10]。綠色認證方面，對信息披露提出更高要求和標準，關注產品整個生命周期的環境影響。通過綠色認證的產品能證明企業采取了實際環保行動，“漂綠”的傾向性不再顯著1。政府監督方面，中央生態環保督察會顯著抑制污染企業“漂綠\"行為[11]。環境保護稅改革等環境規制會激發企業提高能源效率、降低污染末端排放，促進綠色創新，推動企業“真綠\"發展[12]

女性高管的性別特質會影響企業決策。高階梯隊理論認為高層領導的任職期限、學歷等個體差異會影響戰略決策并最終影響企業的經營[13]。女性高管擁有厭惡風險等特質，使其決策更謹慎，從而顯著抑制財務舞弊，降低了企業的經營風險[14]。女性主義關懷理論強調“移情”與責任[15]，促使女性高管更關注企業行為的社會環境影響。因此，高管團隊中女性的占比越高，企業社會責任披露就越積極[16]，披露的質量也會越高[17]。此外，女性高管還可以通過增加企業的綠色創新，增強企業的社會責任，改善經營環境[18]。

綜上可知，現有文獻主要關注“漂綠”動因，較少研究“漂綠”治理，且鮮有文獻考慮“漂綠”內部治理中高管團隊中的性別構成。女性高管是否會更關注企業的社會責任和長期影響？是否會更積極地制定綠色戰略？能否產生綠色治理效應從而促進企業“真綠”發展？基于此，本文以2012—2022年滬深A股重污染企業為研究對象，從理論和實證角度探討女性高管的ESG責任取向對企業發展的影響是“漂綠”還是“真綠”，以及其作用機制。本文可能的創新體現在：第一，從微觀到宏觀的角度，揭示企業內部權力結構和外部環境如何塑造女性高管的綠色領導力，進而揭示企業“真綠”發展路徑。第二，分別從正式與非正式制度視角，分析了女性高管在正式制度約束下的合規性角色，在非正式制度影響下的倡導性角色，從而豐富了女性高管角色的理論內涵和實踐意義，為企業治理“漂綠\"提供了參考。第三，本文的研究結論驗證了女性高管促進企業“真綠”發展的積極意義，并深入探究其影響機制和經濟后果，為女性高管抑制企業“漂綠”，進而緩解企業融資約束以及提升內部控制質量的經濟效應提供了理論基礎。

二、理論分析和研究假設

（一）女性高管的ESG責任取向對企業“漂綠”的影響效應

社會角色理論認為性別差異在很大程度上受到個體社會化過程的影響和塑造，女性和男性即使是有相同的進化傾向，但是為了滿足后天的社會功能也會產生差異[19]。社會分工通常也是以性別為基礎，傳統的觀點認為女性更多承擔的是照顧家庭的作用。黃荷暑和周澤將的研究認為[20]，在這種性別認知和觀念下，整個社會對于女性的期待是付出、責任以及社會導向型，而不是競爭和績效型。這種非正式制度價值觀念會影響個體行為決策的不同[21]，相對于男性“個體型”的社會行為，女性的社會行為則多呈現出“公共型”，女性董事具有更強的環保偏好，會更加注重利益相關者的需求，推動企業實現綠色創新[22]。因此，女性高管為了滿足社會對企業的期待，會更加注重企業的長期發展，更關注企業對社會和環境的影響。為應對氣候和環境的變化，綠色發展已經成為企業的核心競爭力之一，并且受嚴格的監管約束，企業可能選擇成本更低的“漂綠”，即利用“漂綠”隱蔽性的特點，通過披露精選的ESG數據使得經營看起來合乎規定。但是企業的“漂綠”行為一旦被曝光，勢必會給公司的股價帶來顯著的負面影響[3」，這種潛在的巨大財務風險和聲譽風險會促使女性高管這類風險厭惡者本能地規避此類高風險的虛假環保行為。因此，出于風險厭惡的本能和企業長期發展的考慮，女性高管會更傾向于選擇企業“真綠”發展，即通過投入真正的資源研發綠色技術、建立環境管理體系、基于真實的環保行動披露環境績效等方式，實質性地推動企業綠色發展。據此，提出本文的假設H1：

H1：女性高管會抑制企業的“漂綠”行為。

（二）女性高管的ESG責任取向與企業“漂綠”：女性高管權力的調節效應

控制權理論明確指出，權力配置結構在公司治理中占據核心地位，對公司的決策制定和行動選擇會產生深遠影響[23]。公司的運轉方式會受到整個高管團隊以及董事會的共同決議的影響，不過CEO 可以影響甚至是改變高管團隊中其他成員的價值觀念，因此，CEO 的理念能夠在公司的決議中體現。由于倫理價值觀的差異，即使面對增加公司成本的風險，女性也更傾向于抑制“漂綠”的現象。因此，在女性高管綠色發展理念的影響下，整個團隊的環保意識都會有所提升，企業更傾向于“真綠”發展。另一方面，同質化群體傾向于共享相似的價值觀和行為準則。因此，當女性高管權力強度越大時，他們更傾向于招募與自己擁有相似價值觀念和背景特征（包括但不局限于年齡、教育背景等）的個人進入領導團隊或董事會，“真綠”發展決策更容易被制定和執行。

綜上，女性高管抑制企業“漂綠\"行為會隨著權力強度的增加而增強，主要是通過兩條路徑：第一，權力強度的增加，使得女性高管綠色環保的理念更容易在公司運行當中體現。第二，權力強度的增加，使決策權擴大。因此，女性高管更容易通過組建團隊等方式，使自身綠色環保的價值觀念植入到公司的文化當中，增強組織內部對于綠色發展的認同和支持。綠色發展理念相似的團隊能夠更有效地推動公司綠色戰略的制定和實施，使公司“真綠”發展。據此，提出本文的假設H2：

H2：隨著女性高管權力強度的增加，女性高管更易于抑制企業的“漂綠”行為。

（三）女性高管的ESG責任取向與企業“漂綠”：命令型環境規制的調節效應

制度經濟學理論認為，制度承載著塑造和規制組織行為的重要功能，能夠有效影響和約束組織的行為走向。環境規制就是政府對于企業行為約束的一種制度，同時也是調整企業向綠色發展轉型的手段[24]。“波特假說\"認為，環境規制不僅不會使企業的成本增加，反而有利于企業的創新，增加企業的績效。張娟等的研究表明[25]，強化環境規制會使企業在環境方面積極行動，主動進行環境保護、污染治理并承擔相應的社會責任，讓企業“真綠”發展而非“漂綠”。命令型環境規制是指企業必須遵守政府或監管機構制定的規則和標準才能運營，否則會遭受懲罰，這讓企業通過抑制“漂綠”才能合法運行。此時，企業的\"漂綠”成本會遠超出潛在的收益，“漂綠\"行為被進一步壓縮，對此，企業“真綠”發展既是對公司履行社會責任訴求的回應，也能夠幫助企業有效地提升聲譽。在此情境下，即使存在道德倫理理念的差異，女性高管與男性高管都會使企業“真綠”發展，所以命令型環境規制強度與女性高管對于企業的\"漂綠\"行為可能存在替代作用。據此，本文提出假設H3：

H3：在命令型環境規制強度低的地區，女性高管抑制企業“漂綠”更明顯。

三、研究設計

（一）數據來源

本文選取滬深A股重污染企業為研究樣本，樣本區間為2012—2022年，數據主要來源于CSMAR數據庫，初始樣本數據共7198條，本文對數據作以下處理：一是剔除ST、 ^*ST 等特別處理、退市和暫停上市的企業，二是剔除轉型為非重污染企業，三是剔除本年度上市的企業，四是剔除數據缺失的樣本。最終得到觀測值4531個。為了避免極端值的影響，本文對所有連續變量進行 1% 和 99% 水平上的縮尾處理。

（二）變量選擇

1．被解釋變量

企業\"漂綠\"程度（GWL）。“漂綠”是指企業通過公布虛假和不實的信息，試圖展現環境友好型企業的形象，通過披露精選的ESG數據塑造可持續發展的形象，但其實真實的ESG表現不佳。現有對于“漂綠”的衡量方式分為兩種：一是采用內容分析方法人工評判披露事項。例如，黃溶冰等通過企業發布的年報、社會責任報告、環境報告書等內容的環境版塊，人工評判界定所披露的內容是象征性披露還是實質性披露，然后計算企業“漂綠\"程度[1]。二是采用ESG 評級分數，通過比較企業在同行業當中的 ESG 評分來判定企業的“漂綠”程度。由于內容分析法是人工評判，有很強的主觀性，并且內容分析法往往依賴于預設的指標體系，這種判斷方式相對單一，難以全面反映企業的整體行為和表現，因此可能會產生較大的誤差。相比之下，評級機構的評分比人工會更加專業和可靠，能夠對企業進行全面、客觀、深入地評估。而且ESG評級包括了環境、社會責任和公司治理三個方面，范圍更廣，能夠為企業提供一個更為全面、多維度的評價視角。因此，本文選用第二種測量方式，參考Zhang的研究[2]，構建公式（1）：

右側第一項表示企業在ESG披露分數分布中，相對于同行位置的標準化度量，第二項是企業在ESG表現分數分布中，相對于同行位置的標準化度量。具體而言， 表示企業披露得分的均值， 表示企業表現得分的均值， σ_dis 和 σ_per 分別表示信息披露得分和表現得分的標準差。本文采用BloombergESG評級作為披露評分，華證ESG評級作為表現評分。

2．解釋變量

女性高管（ Fnum） ，采用高級管理層當中的女性人數衡量。目前學術界主要有三種方式衡量女性高管：一是采用女性高管人數，二是采用女性高管占高管團隊人數的比值，三是采用虛擬變量。由于上市公司中女性高管人數較少，占比也相對較低，若采用女性高管占比會受到企業規模的影響，難以區分規模效應與真實影響力的差異，而女性高管人數可剝離規模的干擾，更精確地反映女性影響力。因此，本文使用女性高管人數衡量女性高管，并在穩健性檢驗中替換為虛擬變量衡量女性高管。

3．調節變量

（1）女性高管權力強度（Power）。本文借鑒王為東等的研究[18]，選用女性高管年齡、女性高管學歷、女性高管薪酬水平、女性高管職稱、女性董事人數、女性高管是否擔任獨立董事作為具體指標，采用主成分分析法計算女性高管權力強度。在主成分分析之前，進行 KMO和Bartlett檢驗，檢測結果顯示KMO為0.556，Bartlett檢驗的顯著性水平為0.000，滿足主成分分析的條件。使用Stata軟件對上述六個指標進行主成分分析，提取三個主成分，累計貢獻率達到 67.29% 。

（2）命令型環境規制 （Er） 。參考董直慶等的研究[27]，使用污染物排放（如工業污水排放量、二氧化硫排放量以及煙塵排放量）的綜合性指數衡量，數據來源于《中國城市統計年鑒》和各省區市的統計年鑒。具體計算步驟如下：①計算各類地區污染物的排放量并將其標準化UE=max（UE）－min（UE）’其中 UE_ij 為第 i 個城市的第 j 類污染物的單位排放量， max（UE_j） 表示各類城市第 j 類污染物排放的最大值， min（UE_j） 表示各類城市第 j 類污染物排放的最小值 ② 由于不同城市之間污染物排放強度和比重=U，其中UE為整個樣本區間內第 j 類污染物的單位平均排放量。 ③ 計算各個城市環境規制強度，即 （204號

4.分組變量

（1）工業綠色轉型指數（Upgrade）。本文參考鄧慧慧和楊露鑫的做法[28]，選取了規模以上工業企業增加值能源消耗、單位工業增加值水資源消耗、工業固體廢物綜合利用率、森林覆蓋率、工業企業研發投入五個指標，采用熵值法計算出各地區工業綠色轉型發展水平，對于部分缺失值采用線性插值法進行補充。具體計算過程如下：

第一，將各指標按照正向還是負向指標進行標準化，

其中 x^′_i，k 為第 i 個省份第 k 個指標標準化后的數據， x_i，k 為指標的真實數據， 和 sd_k 分別為第 k 個指標的平均值和標準差。由于標準化之后數據可能會小于0，因此需要進行平移，本文選擇平移的幅度為5，平移后的指標記為 X_i，k 。公式（2）為正向指標的標準化公式，公式（3）為負向指標的標準化公式，在本文中，規模以上工業企業增加值能源消耗、單位工業增加值水資源消耗為負向指標，工業固體廢物綜合利用率、森林覆蓋率、工業企業研發投入為正向指標。

第二，計算第 χ_i 個省份第 k 個指標所占比重， 第三，計算第 k 個指標的熵值， 第四，計算第k個指標的權重，wi，k 第五，計算工業綠色轉型指標，Upgarde;=∑=1i，kTi，ko

（2）性別平等程度（Gender），借鑒熊艾倫等的研究[29]，使用中國綜合社會調查（CGSS）中關于性別平等態度中的四個問題，分別是：“男人以事業為重，女人以家庭為重”“經濟不景氣時，優先解雇女性員工”“干得好不如嫁得好”“男性天生能力比女性強”。在答案中除去“不知道”“拒絕回答”，其余答案為5分制，歸一化處理后，以每個省份所有樣本的均值作為該地區得分，然后用主成分分析法得出綜合得分。

5.控制變量

參考黃溶冰等的研究[]，選取企業規模（ |Size） 、財務杠桿 （Lev） 、現金持有（Cash）、盈利能力（ROA）成長能力（Growth）資本密集度（ Fix） 、兩職合一（Dual）董事會規模（Board）、獨立董事占比0 .IB^′ ）、股權集中度（Shrcrl）、所有權性質（Ownership）、公司所在地區發展水平（LnGDP）作為控制變量，此外，也引人年份和行業作為虛擬變量。在后文的分析中，加人工業綠色轉型指數（Upgrade）和性別平等程度（Gender）作為異質性分析檢驗。具體變量定義見表1。

表1變量定義

（三）模型的設定

為了檢驗女性高管與企業“漂綠\"行為之間的關系，本文構建模型（4）：

其中，i表示個體， Φ_t 表示年份， GWL 表示企業“漂綠”程度， Fnum 表示女性高管人數，Controls為一系列的控制變量，Industry和Year為行業和年份固定效應， ε 為隨機擾動項。

為了檢驗女性高管權力對女性高管與企業“漂綠\"行為之間關系的調節效應，本文構建模型（5）：

（5）

ε_i，t

其中，Power表示女性高管權力，對于交互項（ 進行了去中心化處理，避免了多重共線性的影響。

為了檢驗命令型環境規制對女性高管與企業“漂綠\"行為之間關系的調節效應，本文構建模型（6）：

其中， Er 表示命令型環境規制，使用各地區污染物排放綜合指標衡量，值越大代表該地區環境規制強度越大，并對交互項（ Fnum×Er） 進行去中心化處理。

（四）描述性統計及相關性分析

表2為變量的描述性統計，結果表明企業“漂綠”程度（GWL）的最大值為3.12，均值為－2.969，標準差為2.655，說明企業“漂綠”的行為普遍，并且不同企業之間存在較大差異。 GWL 的值為負說明企業的ESG披露得分低，而ESG表現得分高。ESG披露得分低可能是存在選擇性披露和信息披露不足的問題，即企業選擇性地披露對其有利的ESG信息，而忽略或者隱瞞對其不利的信息，以此來維護企業的正面形象，并且由于擔心過多的信息披露可能暴露其潛在的風險或者不足，因此未充分地披露 ESG 實踐的詳細信息和數據。當企業ESG表現得分高而信息披露得分低時，會給公眾造成誤導，使其認為企業在ESG 方面表現優秀，而實際上可能存在未披露的負面信息，企業存在“漂綠”行為。女性高管的數量最大值為4，均值為1.205，說明雖然女性高管已經在上市公司中扮演重要角色，但目前女性高管的人數相對較少。在控制變量中，產權性質（Ownership）均值表明國有企業占比 33.3% ，獨立董事占比（ [B） 最小值為0.33，符合我國證監會的相關規定，其他控制變量均在合理分布區間。

表2描述性統計結果

除基本統計描述以外，本文還進行了Pearson相關性檢驗和配對樣本T檢驗①。相關性檢驗結果顯示，女性高管與企業“漂綠”之間的相關系數為-0.043，在 1% 的水平上顯著，表明女性高管能夠抑制企業的“漂綠\"行為，并且隨著女性高管人數的增加抑制作用更明顯。此外，所有控制變量的相關系數均小于0.5，并且方差膨脹因子（VIF）均小于10，因此所有變量之間不存在嚴重的多重共線性。配對樣本T檢驗顯示，有女性高管的企業與沒有女性高管的企業“漂綠”均值分別為－1.605和-3.757，兩者之間的差值為2.153，在 1% 的水平上雙尾檢驗顯著（t值 =12.311 ）。女性高管多的企業（女性高管人數多于平均值時認定為人數多）與女性高管少的企業（女性高管人數小于平均值時認定為人數少）“漂綠”均值分別為-0.998和－1.577，兩者的差值為0.578，在 5% 的水平上雙尾檢驗顯著（t值 =2.262 ）。

四、實證結果及分析

（一）多元線性回歸分析

1．企業“漂綠”與女性高管的回歸結果

以上配對樣本T檢驗表明，女性高管可以抑制企業“漂綠”。但是，導致企業“漂綠”的因素很多，為了進一步驗證結論的準確性，本文對模型（4）進行回歸，并使用穩健標準誤控制異方差。由表3列（3）可知，女性高管人數（Fnum）對企業“漂綠\"指數（GWZ）的回歸結果在 1% 的水平上顯著，系數為-0.093。從經濟意義上看，女性高管人數每增加1人，企業的“漂綠”水平平均減少0.093個單位。意味著女性高管人數與企業“漂綠”之間存在負向關系，驗證了假設H1，即女性高管在企業環保行動中發揮著積極作用，能夠有效抑制企業“漂綠”行為。究其原因，女性高管特有的環保意識和道德標準，使其相對于男性高管更加關注企業的社會責任和長期發展，所以更傾向于采取“真綠”的環保措施而非僅僅追求表面的綠色發展，因此會顯著減少企業的“漂綠\"行為。

2．女性高管權力和命令型環境規制的調節效應

表4列（1）表示女性高管權力對企業的“漂綠\"行為與女性高管人數之間關系的調節作用，女性高管權力和女性高管人數的交互項顯示在 5% 的水平上顯著為負，說明女性高管權力強度增加時，女性高管對企業“漂綠”行為的抑制作用更明顯，支持了假設H2。這是因為在公司當中高管權力的大小往往與決策力成正比，權力越大，決策就越容易得到實施。女性高管更加注重長期效益和可持續發展，當女性高管擁有較大權力時，她們在環保決策方面的意愿和傾向就更能被貫徹執行，從而抑制企業的“漂綠”行為。

表4列（2）表示命令型環境規制對企業“漂綠”與女性

表3基準回歸結果

注：***、 ^** 和 分別表示在 1% ，5% 和 10% 的水平上顯著，括號內為T值。下同。

表4調節效應的回歸結果

高管人數之間關系的調節作用，命令型環境規制和女性高管人數的交互項在 1% 的水平上顯著為正，說明命令型環境規制強度和女性高管之間對企業的“漂綠”行為具有替代作用，即在命令型環境規制程度越低的省份女性高管越能抑制企業的“漂綠”。可能是因為命令型環境規制程度較低的地區，企業面臨較少的外部約束和壓力，因此更容易出現“漂綠”。但是由于女性會更加強調企業的社會責任和道德義務，即使是在命令型環境規制程度低的地區，女性高管也會積極推行企業的環保實踐，從而抑制企業的“漂綠\"行為。

（二）穩健性檢驗

1．傾向得分匹配

由于樣本選擇可能會存在內生性，因此選用傾向得分匹配進行檢驗。選用擁有女性高管作為處理組，其他為控制組，以企業規模、財務杠桿、現金持有、董事會規模、股權集中度、兩職合一、所有權性質、資本密集度、盈利能力、行業和年份作為協變量匹配變量，參考杜興強和譚雪的研究[30]，進行 1：2 的近鄰匹配為處理組尋找相似特征的對照組。在進行PSM匹配之前對所有協變量進行檢測，結果顯示所有協變量均通過平穩性檢測，并且擁有女性高管企業的平均處理效應（ATT）的T值為－2.63，在 1% 水平上顯著。表5列（1）至列（3）為匹配后的樣本重新進行回歸，Fnum顯著為負， Fnum 和Power的交互項顯著為負， Er 與 Fnum 的交互項顯著為正，與前文結論一致，表明在克服了樣本選擇偏差問題后結果依然穩健。

2.滯后變量

上文中用ESG表現評分和ESG披露得分衡量企業的“漂綠”程度，發現女性高管會抑制企業“漂綠”行為。然而從女性高管治理企業的“漂綠”行為，到ESG評級機構對企業披露內容進行評級需要一定時間，因此會存在時間差。為避免滯后性對實證結果的影響，考慮滯后一期、二期的女性高管對當期企業“漂綠\"的效應進行回歸。表5列（4）至列（6）為滯后一期的回歸結果，列（7）至列（9）為滯后二期的回歸結果，表明女性高管可以顯著抑制企業“漂綠”行為，與前文的結論一致。

表5PSM和滯后變量回歸結果

3．其他穩健性檢驗①

本文還進行了以下穩健性檢驗： ① 改變被解釋變量GWL的衡量方式，采用虛擬變量形式并參考黃溶冰等的研究[]，以 50% 均值為臨界值，采用logit模型進行檢驗。 ② 改變女性高管權力強度的衡量方式。前文女性高管權力強度是通過主成分分析法綜合得出，為避免結果受到計算方法的影響，借鑒嚴若森和朱婉晨的方法[31]，選用女性董事比例（Femratio）來衡量女性高管權力強度。 ③ 改變命令型環境規制衡量方式，參考張成等的研究方法[32]，使用各地區工業污染治理投資總額/工業增加值衡量各地區環境規制強度。 ④ 加人高階固定效應，為了解決遺漏變量的問題，本文借鑒顧雷雷和王鴻宇的做法[33]，在基礎回歸模型的基礎之上逐步控制了省份、行業與年份的交互項以及省份與年份的交互項，采用更為嚴格的高階固定效應檢測女性高管與企業“漂綠”之間的關系。

（三）異質性分析

1．基于不同地區工業綠色轉型發展水平

工業綠色轉型是指工業企業的發展要以資源集約利用和環境友好為導向，堅持綠色創新和綠色發展，在生產的過程中不斷提升資源利用的效率，減少污染物的排放，提升可持續發展能力，實現經濟發展與環境保護的雙贏。因此工業綠色轉型發展水平越高的地區，環保制度越完善，綠色技術創新和產業升級越快，綠色發展越好。本文測算了不同地區的工業綠色轉型發展水平，以均值為劃分標準，高于均值稱為工業綠色發展水平較高的地區，低于均值稱為工業綠色發展水平較低的地區。回歸結果見表6列（1）和列（2），結果顯示女性高管在工業綠色發展水平高的地區能抑制企業“漂綠”。這是因為在工業綠色轉型發展水平高的地區，不僅政府會出臺一系列鼓勵企業綠色發展的政策措施，而且社會公眾對可持續發展的關注度也高。在這種環境下，企業面臨更強的外部約束，因此“漂綠”行為的空間被進一步壓縮。然而，這并不意味著在制度更完善的地區女性高管的作用會被完全替代。相反，因為她們能夠為企業提供更加細致和創新的環保策略，從而幫助企業更好地適應嚴格的環保要求，她們可能會在這些地區發揮更加重要的作用。最終，女性高管綠色環保的理念更容易融入企業的戰略和管理中，推動企業“真綠”發展。

2．基于不同地區性別平等程度

性別平等的社會環境為女性提供更多的自由和選擇，意味著女性高管能夠更容易地克服傳統觀念和偏見帶來的挑戰，在這種環境下女性高管在企業當中能得到更多的認可和支持，自身的優勢和權威能夠得到充分發揮去影響企業的決策。因此，本文利用主成分分析法，測算了不同地區的性別平等程度，該指標得分越高，代表著該地區的性別平等程度越低。將全樣本以均值作為劃分標

表6異質性分析的結果

準，大于均值說明該地區性別平等程度低，反之則說明性別平等程度相對較高。回歸結果見表6列（3）和列（4），結果表明性別平等程度較高地區的女性高管更能發揮自身的優勢，對企業“漂綠”行為的抑制作用會更明顯。

（四）經濟后果分析

前文分析證實了女性高管有助于抑制企業的“漂綠”行為，而女性高管促進企業“真綠”發展之后會

引發怎樣的經濟后果？經濟后果分析，不僅有助于深層次揭示女性高管推動企業綠色發展的動因，也有助于為企業綠色治理提供決策參考。

首先，考慮女性高管抑制企業“漂綠”是否有助于緩解企業融資約束。參考姜付秀等的研究[34]，構建 KZ 指數，用于衡量企業受到的融資約束程度。考察女性高管抑制企業“漂綠”能否有助于緩解企業的融資約束，構建模型（7）：

表7列（1）回歸結果表明，企業“漂綠”程度在 1% 水平上顯著為正，說明企業的“漂綠”程度越低，企業所受到的融資約束越低，證實了女性高管驅動企業“真綠”發展有助于降低企業的融資約束。一方面，女性高管通過提高ESG信息披露的質量，抑制企業“漂綠\"行為，向社會各界傳遞可持續發展理念，提高企業聲譽，從而增加企業投資者在情感上的支持和認同，進而提升其投資意愿，緩解了融資壓力;另一方面女性高管出于風險厭惡等特質，會抑制企業財務舞弊行為的發生[14]，降低企業面臨的經營風險，維護企業的良好形象，從而能吸引更多投資者，擴大了融資渠道并且降低了融資成本。

其次，考察女性高管抑制企業“漂綠”是否有助于提升企業內部的控制質量。本文選取了“迪博·上市公司內部控制指數（2012—2022）”作為內部控制質量的衡量指標 （IC） ，構建模型（8）：

表7經濟后果檢驗

根據表7列（2）的回歸結果，企業的“漂綠”程度在 1% 的水平上顯著為負，說明女性高管通過抑制企業“漂綠”行為，能夠有效促進企業內部控制質量的提升。企業內控制度設計與執行過程，不可避免地會受到高管團隊成員個人管理理念和行事風格的影響，并最終作用于內部控制的效果。要確保內部控制有效運行，管理者不僅需要關注經營業績的增長，還必須高度重視對企業風險的識別與管控。女性高管更傾向于嚴格遵守會計準則，對潛在的高風險事項保持高度警惕，從而有助于提升內部控制質量。

五、結論性評述

在“雙碳”戰略背景之下，企業的“漂綠”行為成為近年來的研究重點，但現有研究較少關注高管特質。本文采用2012—2022 年滬深A股重污染類企業的數據，探討女性高管 ESG責任取向對企業發展的影響是“漂綠”還是“真綠”。研究發現，女性高管對企業的“漂綠”行為存在顯著抑制作用，在控制了內生性以及相關穩健性檢驗之后結果依然成立。機制檢驗表明，女性高管權力強度越大就越有助于促進企業內部形成更加綠色、可持續的發展文化，從而更有利于強化女性高管治理企業的“真綠”發展;相對于命令型環境規制強度大的地區，在環境規制強度弱的地區，女性高管憑借其內在的社會責任感和關懷倫理，更傾向于主動承擔起環保責任，推動企業采取實質性的綠色行動，以彌補外部監管的不足。因此，環境規制強度越弱，女性高管抑制企業“漂綠”行為的積極作用越明顯。進一步研究發現，在工業綠色轉型發展水平高、地區性別平等度高的省份，女性高管對企業“漂綠\"行為的抑制作用更為顯著，并且女性高管促進企業“真綠”發展還能夠緩解企業面臨的融資約束，提升企業內部控制質量。

因此，本文提出如下建議：（1）在不斷惡化的生態環境問題下，企業應該充分認識到可持續發展的重要意義，并且在組建高管團隊時，應充分考慮到女性由于自身的特質對促進企業綠色發展的潛在作用，嘗試讓更多的女性進入管理層。（2）加強女性高管在環保決策中的參與度和影響力，讓女性高管擁有更多實際權力以助力企業綠色發展。性別偏見是阻礙女性力量的主要因素。在目前我國上市公司當中女性高管的占比仍然很低，即使是有相同的職位也很容易被忽視導致難以以平等的身份參與公司治理。所以，企業需要優化領導權設計，加強股權結構的頂層設計，比如設計平等、多元的領導權結構讓女性高管更多地發揮自主權，或者改變一股獨大的股權集中以避免控股股東為了一己私欲而阻礙女性高管促進企業綠色發展。（3）增強環境規制的嚴格程度，結合地方實際，在加大命令型環境規制的同時，充分發揮市場激勵型環境規制的作用，同時也要注重公眾參與這一非正式制度對促進企業“真綠”發展的作用。（4）政府應該制定統一的綠色轉型發展評價體系，促進各地區綠色轉型發展，塑造良好的企業綠色發展環境。在這種環境下企業對環保和可持續發展認知度更高，從而女性高管更能夠在推動企業“真綠”發展方面充分發揮積極的作用。（5）加強社會輿論和教育，推動性別平等的觀念深人人心，通過宣傳和教育消除根深蒂固的性別偏見，給予女性真正的公平公正的發展空間。

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[責任編輯：高婷]

ESG Responsibility Tendencies of Female Executives ： \" Greenwashing” or “Green Development” ？

LYU Xiumei， LUO Dan

（School of Finance，Chongqing Technology and Business University，Chongqing，4Ooo67，China）

Abstract：“Grenwashing”hasbecomeamajorobstacle tothe greentransformationandsustainabledevelopmentofenterprises. Basedosocialroletheory，thispaper examineslistedheavy-poluting enterprisesontheShanghaiandShenzhenA-sharemarkets from2012—2022，investigating whether theESGresponsibilitytendencyoffemaleexecutivesleads to“greenwashing”or“green development”practices inthedevelopmentofenterprises.Thearticlefindsthatfemale executivescansignificantlyinhibitcorporate“greewashing”behavior，thestrengthofpowerpositivelyregulates therelationshipbetweenfemaleexecutivesandcorporate “greenwashing”，andthegreaterthepoweroffemaleexecutives，themoresignificanttheirihibitoryefectoncorporate“greenwashing”；Theefectofexeutivegenderoncorporate“grenwashing”isalsoinfluencedbytheintensityofenvironmentalregulationsintheregionwheretheenterpriseislocated，andtheweakertheenvironmentalregulations，themoresignificanttheinhibitoryeffectoffemaleexecutivesoncorporate“greewashing”；Inregions withahighdegreeofindustrial greentransformationand genderequality，the impactoffemale executives oncorporate“grenwashing”is more obvious；Thereductionofcorporate “greenwashing”byfemaleexecutivesalsohastheeconomicbenefitofeasingcorporate financingconstraintsand improving the qualityof internalcontrolinenterprises.Theaboveconclusionsexpandtheresearch perspectiveoncorporate“greenwashing\" fromtheperspectiveof genderdferences in executives，and providedecision-making references forenterprises torealizegren development.

Key Words：greenwashing；female executive；ESG；power strength；environmental regulation；social role theory